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Participación laboral y desempleo en las cuatro principales ciudades un modelo econométricoPARTICIPACIÓN LABORAL y DESEMPLEO EN LAS
CUATRO PRINCIPALES CIUDADES UN MODELO ECONOMÉTRICO del trabajador alentado. Un alza en los ingresos laborales esperados encarece el costo de oportunidad de la población inactiva y debe alentar la participación laboral de nuevos miembros de los hogares. b. Caso del trabajador desalentado. A la inversa, una reducción de los ingresos laborales esperados abarata el costo de oportunidad de la población inactiva y tiende reducir la participación laboral. El caso es recogido por una disminución en el coeficiente de empleo que al disminuir la probabilidad que tienen los nuevos miembros de conseguir empleo y, por tanto el ingreso esperado, hace caer la participación laboral. También es recogido por una caída en el salario mínimo real que impacta negativamente sobre el ingreso esperado por los nuevos participantes c. Caso del trabajador excedente. La mejora permanente en los ingresos familiares tiende a disminuir, vía un efecto ingreso sobre el ocio, la participación laboral de los hogares. Un aumento en el coeficiente de empleo asalariado o la disminución de la tasa de desempleo elevan de manera permanente los ingresos familiares; pasa lo mismo con el alza en los ingresos reales de los trabajadores por cuenta propia. d. Caso del trabajador adicional. A la inversa, el deterioro permanente en los ingresos familiares tiende a disminuir la participación laboral. Ese deterioro esta recogido por las siguientes variables: una disminución en el coeficiente de empleo asalariado (CEA); una caída en los ingresos reales de los trabajadores por cuenta propia (Ycp) y el alza reciente de la tasa de desempleo (que baja laprobabilidad de conseguir empleo y hace caer el ingreso esperado). e. La participación laboral muestra una alta y positiva estacionalidad en el mes de marzo. f. Paralelamente parece bastante sensible a ciertos cambios de estructura. -El aumento tendencial de la participación laboral parece volverse definitivo cuando la participación laboral es igualo superior al 54%. Ello ocurrió desde 1984. En este caso la variable ESTl toma valor de 1 y eleva permanentemente la tasa de participación. -Un segundo cambio estructural parece haber ocurrido desde comienzos de los años noventa. La influencia positiva de la variable (EST2) indica una alza permamente en el valor medio de la participaciÓn laboral en la década actual. 3. La tasa de desempleo Por definición la tasa de desempleo varía inversamente con el coeficiente de empleo y directamente con la participación laboral desde que viene dada por la expresión: a. La tasa de desempleo decrece a medida que aumentan tanto el coeficiente de empleo total b. U n alza durable en el salario mínimo real elevaría una mayor participación laboral- la tasa de desempleo. c. En cambio un alza en el ingreso real de los trabajadores por cuenta propia tiende a disminuir la desocupación. Ese impacto se produce (ecuación 4) vía una reducción en la participación laboral. d. El ajuste (al alza o a la baja) de la tasa de desempleo alas variaciones de la ocupación es lento. A partir de una situación de alto desempleo una mejora en el empleo se demora en impactar la desocupación, pues la participación laboral es sensible al desempleo anterior. A la inversa, si la desocupación ha sido baja, una crisis en la ocupación se demora en elevar la tasa de desempleo, pues la participación laboral depende positivamente e. El mes de marzo presenta estacionalidad, el desempleo es superior en este trimestre f. Cuando la participación laboral supera el 54%, reflejado en la variable estructura, el desempleo tiende a ser mayor. Cuando supera el 58.0% se produce un nuevo aumento en el nivel medio de la desocupación. 4. Notas estadísticas a. Al contrastar estabilidad en los dos modelos (23), se hizo preciso crear una nueva variable estructural (EST2) que permitiera homogeneizar la serie, b. La prueba estadística de homocedasticidad muestra que la relación entre los residuales y la tasa de desempleo no tiene un patrón definido (24). También con los residuales obtenidos de cada una de las estimaciones de los modelos, se estimó de nuevo por M.C.O y se obtuvo la no evidencia de autocorrelación. En efecto, el estimador de los residuales rezagados ( c. La otra manera de evidenciar autocorrelación es con el estadístico DW (Durbin-Watson). La ecuación (4) de participación laboral, no presenta autocorrelación. Para la ecuación (6) de tasa de desempleo, no se utilizó esta prueba Regresar al índice | Siguiente 21. Este artículo fue escrito hacia junio de 1995. No obstante es una versión inacabada que se publica para alentar la investigación a este respecto. Regresa a (21) 22. Algunas variables no cubren el período completo; fue necesario estimar su crecimiento. Por ejemplo, el coeficiente de empleo y ograros fue calculado Regresa a (22) 23. Se estima el modelo con los mismos datos hasta 1989 (cuarto trimestre); luego, predecimos con éste y se compara con datos observados (la misma fuente), es decir, con datos de 1990 a 1994 suministrados por el DANE. El modelo no presentó homogeneidad en toda su serie. Los datos observados coinciden con los predichos hasta la estimación Regresar a (23) 24. El mismo procedimiento se realizó con otras variables explicativas, e incluso los residuales se elevaron al cuadrado ( otra forma de verificar heterocedasticidad) y se realizaron las pruebas graficas Regresar a (24) 25 .Existen otros estadísticos para chequear Heterocedasticidad y Autocorrelación, que el paquete SHAZAM versión 7 identifica facilmente. Política de privacidad |
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