�la actividad
econ�mica en Puerto Rico
Wilfredo Toledo*
Econometrics
and Stat Research,
San Juan, Puerto Rico
RESUMEN
El objetivo
de este art�culo fue determinar la importancia relativa de cambios
inesperados en la oferta y la demanda de trabajo sobre �la trayectoria �del empleo en una econom�a con estancamiento
en el mercado laboral. Para esos prop�sitos se calibr� un modelo de equilibrio
general de ciclos econ�micos reales� con �datos de Puerto Rico. Los resultados de ese
modelo revelaron que los impulsos de las preferencias por ocio pueden tener un
efecto importante en las fluctuaciones del insumo laboral.� Adem�s, se estimaron dos modelos SVAR
utilizando restricciones de signos en uno de ellos y restricciones de largo
plazo en otro, para identificar las perturbaciones mencionadas.� Las estimaciones de esos modelos sugieren que
los impulsos de la demanda de trabajo (productividad y/o choques de la
inversi�n) explican entre 50 y� 70 por
ciento de las desviaciones del empleo en la isla de su tendencia de crecimiento.� Tambi�n �implican que los impulsos de la oferta de
trabajo son responsables de al menos 30% de las fluctuaciones en el empleo de
la isla en el largo plazo. Por tanto, aun en�
econom�as� con altas tasas de
desempleo existe la posibilidad de estimular �el empleo, mejorando �las compensaciones y las condiciones de
trabajo de los empleados para promover la participaci�n laboral, adem�s de las
pol�ticas convencionales del lado de la demanda de trabajo.
Palabras clave: modelo de equilibrio general din�mico y estoc�stico;� impulsos de la oferta� y demanda de trabajo; modelo svar con restricciones de signos; �Puerto Rico
The impacts of labor market
dynamics on economic activity
in Puerto Rico
ABSTRACT
This article seeks to
determine the importance of labor supply and demand shocks on employment
dynamics in an economy with a stagnant labor market. A DSGE model was
calibrated using data from Puerto Rico. The simulation of this model revealed
that preference shocks to leisure might significantly impact cyclical
variations of the labor input. Further evidence was obtained by imposing
sign and long-run restrictions on two SVAR models to identify the
aforementioned disturbances. The estimation of these models showed that labor
demand disturbances accounted for 50 percent to 70
percent of employment fluctuations in the island. It was also found that labor
supply shocks explained at least 30 percent of the forecast error variance of
the labor input. Hence, even in economies with high unemployment rates, there
is a possibility of stimulating employment by raising workers' compensation and
improving job quality to promote labor force participation, besides the
traditional labor demand policies.
Keywords: dsge model; labor supply and demand shocks; svar model with
sign restrictions; Puerto Rico
JEL Codes: C32, E24, E32
Art�culo recibido:�
20 diciembre. 2021
Aceptado para publicaci�n: 10 enero 2022
Correspondencia: [email protected]
Conflictos de Inter�s: Ninguna que
declarar
1.
INTRODUCCI�N
La actividad econ�mica no siempre determina el
comportamiento del empleo �a trav�s del ciclo
econ�mico. En ocasiones las empresas� no reducen
el n�mero de empleados ante perturbaciones agregadas que reducen la demanda por
sus productos. �La existencia de costos
asociados al despido y contrataci�n de empleados y expectativas de una pronta
recuperaci�n son algunas de las razones que se han expuesto para explicar esas
decisiones de las firmas.� Si las
empresas subestiman la duraci�n de la recesi�n pudieran mantener trabajadores
en exceso para evitar �los costos
mencionados.
Tambi�n, se ha observado que el desempleo no se
reduce� r�pidamente cuando la econom�a se
mueve del r�gimen de recesi�n al de expansi�n.�
La explicaci�n del p�rrafo anterior puede servir� como una causa de este fen�meno: si las
empresas mantuvieron un n�mero de empleados superior al �ptimo en los per�odos
de contracci�n econ�mica, entonces� al
expandir la producci�n incrementan la productividad de estos y no su nivel.
Esto es, reducen el tiempo de ocio que los trabadores disfrutan en sus� horas laborables.� Sin embargo, las transferencias p�blicas que
reciben, a trav�s de distintos� programas
sociales, los trabajadores por per�odos prolongados de tiempo tambi�n pueden
conducir a �ese comportamiento observado
en las series de empleo y desempleo.��
En los art�culos sobre este �tema desde el punto de vista microecon�mico se
modelan las decisiones de los individuos con respecto a su participaci�n en el
mercado laboral.� Por otro lado, las
investigaciones que examinan el asunto con datos agregados utilizan� principalmente la tasa de desempleo como el �indicador de la situaci�n del �mercado del trabajo. En este art�culo se �utiliza un enfoque agregado, pero se examina �el comportamiento del empleo y los salarios como
las variables principales de inter�s.� Algunos
autores se concentran en los factores del lado de la oferta de trabajo,
mientras que �otros examinan aquellos que
impactan la demanda de ese insumo de producci�n.�� En esta investigaci�n se examinan los
impactos sobre el empleo de perturbaciones de la demanda y oferta de trabajo. En
el estudio se utilizan datos de Puerto Rico, que un es un pa�s que ha manifestado altas
tasas de desempleo y bajas tasas de participaci�n laboral por varias d�cadas. ��En ese pa�s, por ejemplo, los promedios de la
tasa de participaci�n,� la tasa de empleo
y� �la tasa de �desempleo, de 2015 a 2019, fueron de cerca
40,� 36 y 11 por ciento,� respectivamente (v�ase Cuadro 1). Por lo que la
isla resulta ser un buen ejemplo de econom�as con estancamiento en el mercado
laboral.� Para realizar el an�lisis del
tema se utiliz� un modelo estoc�stico din�mico de equilibrio (DSGE, por sus siglas
en el ingl�s) y la estimaci�n de dos modelos autorregresivos estructurales
(SVAR): un modelo principal y otro que se utiliza para examinar la sensibilidad
de los resultados del primero con respecto a �las restricciones impuestas y a la omisi�n de
variables.
El examen de la din�mica del mercado de trabajo es
importante para el dise�o de pol�ticas econ�micas antic�clicas.� En la delineaci�n de esas pol�ticas no� siempre�
se debe tener como objetivo final�
reducir el desempleo, sino que�
pudiera, en algunas instancias, ser m�s importante enfocarse en un
indicador de la oferta de trabajo. como�
la tasa de participaci�n. Por lo que es relevante determinar la
importancia relativa de las perturbaciones de la oferta y demanda de trabajo en
el desempe�o del mercado laboral.� Los
resultados de esta investigaci�n pueden servir como base para el desarrollo de
medidas de pol�ticas p�blicas dirigidas a mejorar la situaci�n del� mercado de trabajo en econom�as con
estancamiento econ�mico.�
|
Cuadro 1 Estad�sticas Descriptivas de Tres Indicadores
del Mercado de Trabajo �en Puerto Rico ( Porcentajes, 2015-2019) |
|||
|
|
Tasa de Participaci�n |
Tasa de Empleo |
Tasa de Desempleo |
|
Media |
40.08 |
35.67 |
10.98 |
|
Mediana |
40.10 |
35.54 |
11.50 |
|
Valor M�ximo |
40.60 |
37.10 |
12.80 |
|
Valor M�nimo |
39.60 |
34.54 |
8.50 |
|
N�mero de Observaciones |
5 |
5 |
5 |
|
Fuente: Elaboraci�n propia |
|||
La organizaci�n del
resto del art�culo es como sigue. La pr�xima secci�n se dedica a la exposici�n
de� una muestra de los trabajos sobre el
tema estudiado. La secci�n 3 presenta un modelo de ciclos econ�micos reales que
puede ser utilizado para determinar algunos aspectos de los efectos de
distintas perturbaciones sobre el empleo y otras variables que definen el
estado de la econom�a. La metodolog�a de la investigaci�n est� contenida en la secci�n
4, mientras que en la 5 se examinan los resultados �de una simulaci�n del modelo de equilibrio
general. En la secci�n 6 se analizan �los
hallazgos de la estimaci�n de los modelos SVAR, y la �ltima secci�n contiene
las conclusiones de la investigaci�n.
2.
REVISI�N BIBLIOGR�FICA�
En esta secci�n se exponen los resultados de los art�culos
m�s relacionados con este estudio. Primero se discuten investigaciones que
proveen explicaciones te�ricas para el estancamiento �observado en las variables que definen el
mercado laboral, y m�s adelante se presentan trabajos con contenidos emp�ricos.
Clark �y �Summers (1982) plantean �que en Estados Unidos la tasa de desempleo exhibe una tendencia �de largo plazo ascendente. De acuerdo a esos autores,
algunas �posibles explicaciones para ese comportamiento
son: las transferencias por seguro de desempleo, reducci�n en la intensidad del
proceso de b�squeda de empleo a trav�s del tiempo, �la existencia de salarios de reserva altos y
la no disposici�n de aceptar ofertas de empleo con salarios bajos, y la provisi�n
de informaci�n falsa por parte de los encuestados (estos pudieran aseverar falsamente
que est�n buscando empleo para obtener los beneficios dirigidos a �los desempleados, lo que incrementa la tasa de
desempleo).� De estos factores, ellos hacen
�nfasis en �el rol de �los beneficios que reciben �los desempleados en algunos pa�ses �como uno de los principales determinantes de
la decisi�n de buscar y dejar empleos. La posibilidad de calificar para los
pagos del seguro por desempleo atrae a algunas personas a incorporarse a la
fuerza laboral, con el objetivo ulterior de abandonarla una vez cumplan con los
requisitos para recibir la compensaci�n por desempleo, plantean Clark y
Summers. En teor�a, entonces, �los pagos a
los �desempleados pueden aumentar la
fuerza laboral y la tasa de desempleo.
El problema del
desempleo creciente y persistente (hist�resis) �que Europa Occidental ha experimentado desde los mil
novecientos setenta es analizado por Blanchard y� Summers (1986). ��Ese fen�meno, indican ellos, es muy dif�cil de explicar utilizando tanto
las �teor�as cl�sicas �como las keynesianas. �Rigideces en salarios y precios, como en los
modelos keynesianos, �pudieran ser causa
de altos niveles de desempleo,� pero es
muy poco probable �que puedan explicar su
persistencia.� Por otro lado, �argumentan los autores �que la sustituci�n intertemporal en el ocio,
como aparece en los modelos de los nuevos cl�sicos, no parece tampoco arrojar
luz sobre el origen de �esa situaci�n.�� Aseveran Blanchard y� Summers que la hip�tesis del club pudiera ser �til �para analizar �la alta autocorrelaci�n que muestra la serie
de desempleo. �En ese contexto se pudiera
pensar en los empleados como los miembros del club (insiders) �y los �desempleados (outsiders) los que no
pertenecen al mismo. �En el� proceso de establecer los salarios participan
s�lo los empleados �no los desempleados (que necesitan empleos)
por lo que existe una asimetr�a: los que no son �miembros �del club �pudieran estar en la disposici�n de aceptar
salarios� m�s bajos, para salir del
desempleo, ��que los que reciben los miembros, �pero no tienen poder en la toma de esas decisiones.� Por lo que se pudiera establecer un nivel de
salario que no les permita ser reclutados. ����
Los �cambios estructurales que expanden ciertos
sectores econ�micos y contraen �otros� pueden
generar parte del desempleo observado en los Estados Unidos, se�ala Summers
(1986). ��La especializaci�n del
recurso humano hace que �su movimiento
entre sectores sea costoso. Por
ejemplo, los individuos que pierden empleos de alta calidad esperan obtener ese
mismo tipo de puesto de� trabajo y no
aceptan salarios bajos. Esos salarios altos pueden
explicarse bajo la teor�a de salarios eficientes: las �empresas mantienen salarios altos -en cierto
recorrido- incluso si hay exceso de oferta laboral, porque tal acci�n incrementa
la productividad del trabajo, aumenta la moral de los empleados y puede reducir
su �rotaci�n, por lo que disminuyen los costos
asociados a despidos y contrataciones. ��As�
que, los empleados pudiesen atrapar parte de las ganancias de las empresas.
Adem�s, un factor que no menciona el autor, pero que puede promover la persistencia
del desempleo en este tipo de trabajadores, son los h�bitos de consumo �y los compromisos econ�micos contra�dos.� Los individuos que pierden salarios altos pueden
tener gastos fijos elevados como �hipotecas, pr�stamos de autom�viles y otros, que
no pueden satisfacer con salarios bajos, por lo que les puede tomar mucho
tiempo en obtener una oferta de empleo aceptable. Tambi�n, como menciona �Summers, el que� los
individuos accedan a recibir salarios bajos �pudiera ser interpretado como falta de �competencia o baja productividad. �En �base
a este an�lisis se puede conjeturar �que
perturbaciones sectoriales que impactan sectores con salarios altos pueden ser
responsables de cambios en la relaci�n vacantes-desempleo, porque algunos desempleados no est�n
dispuestos a trabajar por salarios inferiores a los que recib�an antes.
En una l�nea un
poco distinta Goettle et at. �(2008) afirman
que la oferta laboral �depende �principalmente de factores demogr�ficos y tecnol�gicos.
�De acuerdo con esos autores cuando se reduce
el n�mero de las personas en la edad de trabajo, la p�rdida �se compensa parcialmente con incrementos
continuos en la calidad del trabajo o en la productividad.� Ese aumento en la productividad pudiera ser
el resultado de reclutar personas con niveles mayores de educaci�n, reduciendo
el tiempo de ocio que los individuos disfrutan en las horas laborables, o
utilizando una nueva tecnolog�a que utilice menos insumo laboral.� Autor (2007), ampl�a� ese punto al mencionar que existe� un tipo de �tecnolog�a que es segada hacia ciertas
destrezas de los trabajadores, lo que pudiera propiciar desempleo de largo
plazo para ciertos tipos de ocupaciones.��
Un planteamiento innovador en esta
literatura, esgrimido por Uhlig, es la importancia de cambios en las visiones
que tengan los individuos sobre el trabajo. Los trabajadores pudieran considerar
una fracci�n de horas laborables como tiempo de interacci�n social u ocio.
Ejemplo de este tipo de actividades son acceso a la internet, viajes de
negocios, y uso de facilidades recreativas. Si los patronos determinan la tasa
salarial en �base a las �horas que aportan a la producci�n y no de
acuerdo con las horas contratadas, pudieran retener m�s empleados que los
necesarios. As� que, adelantos tecnol�gicos, que incrementan la productividad
del trabajo, pudieran no aumentar las horas trabajadas, sino simplemente
reducir el tiempo de ocio en el empleo.�
En el aspecto emp�rico,� Gal� (1999) utiliza las restricciones de
largo plazo en un sistema
Otro trabajo
significativo es el de Shapiro y Watson (1988)
quienes, utilizando datos�� para los
Estados Unidos en el per�odo de posguerra, encuentran ��que los choques
de la oferta de trabajo explican cerca
de 60% de las variaciones en las horas trabajadas en el corto plazo y el 100%
en el largo plazo. Esos resultados son compatibles con los de �Foroni, Furlanetto y Lepetit (2016) que utilizan restricciones de signos,
basados en un modelo nuevo keynesiano,�
para identificar los choques de la oferta de trabajo en un modelo de
vectores autorregresivos (VAR).� �De acuerdo con sus an�lisis las perturbaciones
de la oferta de trabajo explican cerca del 50% de las variaciones en la tasa de
participaci�n laboral de Estados Unidos. �En contraposici�n, Erceg y Levin (2014)
y Aaronson et al. �(2014)� concluyen que la tasa de participaci�n �depende principalmente de cambios en la
demanda de trabajo.�
En
otros �art�culos relevantes para el tema de esta
investigaci�n se examinan los efectos de impulsos de la demanda y oferta
agregada sobre distintos indicadores que describen del estado de la econom�a. Las
perturbaciones del lado de la oferta�
pueden ser el resultado de�
avances tecnol�gicos que incrementan la productividad de los
insumos.� Por
ejemplo, Blanchard and Quah (1989), utilizando datos de Estados Unidos, de 1950
a 1987, �hallan evidencia de que la tasa de desempleo
experimenta alzas leves como respuesta a cambios inesperados en la� oferta
agregada, pero despu�s de
unos pocos
trimestres, se contrae
hasta que
alcanza valores negativos
y luego
vuelve a su nivel de
equilibrio. Seg�n los
autores, este hallazgo
sugiere la existencia de rigideces
en los salarios reales,� lo que
hace que los aumentos de
la productividad
marginal no se
reflejen en los mismos y por tanto no se estimule el empleo en respuesta a los
impulsos favorables de tecnolog�a. No obstante, ellos se�alan �que la tasa de desempleo depende
principalmente de impulsos de lado de la demanda agregada. �En la misma l�nea �Braun, Bock y DiCecio (2009), usando datos para el mismo pa�s para el
per�odo de 1954 a 2004, �plantean �que �existe� una respuesta positiva
de la demanda laboral a� las perturbaciones de productividad, pero que
las horas trabajadas dependen tanto de impulsos de la oferta como de la demanda
�agregada. ����������
3.
�UN
MODELO TE�RICO
En esta secci�n se presenta una descripci�n de una
econom�a donde se puede �examinar el tema
planteado en �este art�culo. Para esos prop�sitos
se utiliza una modificaci�n de un modelo simple �ampliamente utilizado en la literatura� de los ciclos econ�micos reales[2],
seg�n presentado por Collard
(2009), al que se le a�ade una perturbaci�n que afecta la oferta de trabajo. En esta econom�a el consumidor representativo maximiza la
siguiente� funci�n de preferencias:
Donde;
La forma de introducir el impulso a la oferta laboral (
Donde
Los individuos �se confrontan con la siguiente restricci�n presupuestaria:
Esta restricci�n implica que los recursos (la
producci�n, Y) �se dedican al consumo y a
incrementar el capital el pr�ximo per�odo (i es inversi�n).� Si
Donde
En esa econom�a las empresas contratan el trabajo,
alquilan el capital y producen los bienes finales de acuerdo con:
Siendo,
Los procesos estoc�sticos que afectan �la formaci�n de capital y la producci�n se suponen
que est�n correlacionados y se describen por:�
Donde
Las condiciones del primer orden del proceso de
maximizaci�n del �modelo y �las de equilibrio constituyen �el siguiente sistema de ocho �ecuaciones:
Esas ecuaciones definen el estado de la econom�a.� La primera ecuaci�n contiene la din�mica del
trabajo que se afecta directamente por la perturbaci�n de la oferta de trabajo
y a trav�s de la producci�n por la de tecnolog�a. �La ecuaci�n de Euler se define en� (2) y contiene informaci�n sobre decisiones
de consumo y capital (decisiones intertemporales). Las dem�s ecuaciones ya han
sido explicadas.
4.
METODOLOG�A� Y DATOS
El tema planteado en este art�culo
se examina con dos metodolog�as distintas.��
El modelo descrito en la secci�n anterior se calibr� con datos trimestrales
de Puerto Rico y se �resolvi� para
examinar la din�mica de las variables de inter�s ante perturbaciones de
tecnolog�a y de la oferta laboral.� Se
utilizaron los �programas Dynare y Matlab
para esos prop�sitos. Adem�s, se estim� un modelo de vectores autorregresivo
estructural (SVAR por sus siglas en ingl�s), utilizando datos anuales, al que
se impusieron restricciones de signos.
�4.1 ��Especificaci�n
del Sistema SVAR
����������� El modelo presentado en la
secci�n anterior� parte de una econom�a
real, donde la producci�n se utiliza para el consumo y los gastos de
capital.�� Esa condici�n se puede
modificar ��para un tipo de econom�a en
que los hogares
suplen la fuerza laboral a un salario (de W). Para completar el sistema es necesario
identificar alg�n indicador del insumo laboral. �En este este estudio se utiliza el empleo �total, ya que no cuenta con datos de las horas
trabajadas para la econom�a examinada.� En
el�
modelo SVAR� se modelan expl�citamente
los impulsos de la oferta y demanda por trabajo utilizando restricciones de
signos. El sistema se representa como:
�
�����������
Donde: L �el empleo agregado y ��
Al� �sistema� (9) hay que imponerle algunas restricciones
para identificar las perturbaciones de la demanda y la oferta de trabajo. ���Una perturbaci�n �desfavorable a la oferta de trabajo disminuye
el nivel de empleo y aumenta los salarios, mientras que los adelantos de
tecnolog�a aumentan la productividad del insumo laboral estimulando su demanda,
lo que ocasionan alzas en los salarios y�
empleos. La disparidad en la respuesta de los salarios ante los dos
tipos de impulsos se puede utilizar para identificar los mismos.� Por tanto, para �extraer los impulsos �estructurales �del sistema (1) se imponen �restricciones sobre �los signos de la respuesta de las variables
del sistema ante los cambios no anticipados (Faust (1998),� Uhlig
(2005), �Canova
y�
De Nicol� (2002)
son algunos de los art�culos que utilizan ese tipo de identificaci�n). Se supone,
adem�s, �que los dos tipos de innovaciones
son ortogonales.� El Cuadro 2 resume la
identificaci�n.
En s�ntesis, en esta metodolog�a se identifican econom�tricamente
impulsos del lado de la oferta y la demanda de trabajo. Los primeros� provienen de varias fuentes� como: aumentos en la preferencia por ocio,
modificaciones en los pagos de transferencias a individuos y� cambios en los impuestos sobre salarios.�� Por otra parte, las perturbaciones del lado
de la demanda de trabajo est�n asociadas principalmente a cambios tecnol�gicos
que incrementan la productividad del insumo laboral.
|
Cuadro 2 Esquema de Identificaci�n de los Impulsos en el Sistema (9) con Restricciones de Signos |
||
|
Variable |
Perturbaci�n de la oferta de trabajo (Alzas en las
Preferencias por Ocio) |
Perturbaci�n de la demanda de trabajo (Alzas en
Productividad) |
|
Empleo (L) |
- |
+ |
|
Salario real (W/P) |
+ |
+ |
4.2
Datos y An�lisis Preliminares
En esta investigaci�n se utilizaron datos anuales de Puerto Rico para el
per�odo comprendido entre 1950 y� 2019. Los
datos se obtuvieron de la Junta de Planificaci�n de Puerto Rico. Se usaron
todas las observaciones disponibles de las variables. El Cuadro 3 �contiene algunas estad�sticas descriptivas del
empleo y el salario real. Se encontr�, como era anticipable, �que �las
dos variables se mueven conjuntamente, el coeficiente de correlaci�n� de Pearson entre las misma �fue 0.88. �Una prueba de causalidad de Granger
(utilizando dos rezagos seg�n determinado por el criterio de informaci�n de
Akaike) �arroj� que el salario real causa
el empleo con un nivel de significancia (Valor-P) �de 0.013 cuando se usan los niveles de las
series y de �0.019 al utilizar las
primeras diferencias.�
Las estimaciones con datos
de a trav�s del tiempo requieren que las series sean estacionarias. El Cuadro� 4 contiene los resultados de la prueba de Dickey-Fuller aumentada que se
utiliz� para examinar esa propiedad. Como es evidente, las dos series son I(1)[3].� Ese resultado se valid� tomando en cuenta la
tendencia determinista lineal y de segundo grado, y considerando los cambios
estructurales en las series.� Se
realizaron pruebas de cointegraci�n para las series y se� encontr� que las mismas no est�n cointegradas
(v�ase Cuadro 5).� Para esta prueba se
consideraron tendencias lineales y de segundo grado en el modelo VAR y en las
relaciones de cointegraci�n y los resultados se mantuvieron.� Estos hallazgos sugieren que� la especificaci�n del modelo (9) en las
primeras diferencias� de las variables es
correcta.
|
Cuadro 3 Estad�sticas Descriptivas de las Variables
Utilizadas para el Estimar el Modelo SVAR�
(1950-2019) |
||
|
Estad�stico |
Salario real anual por empleado, en d�lares de 1954 |
Empleo en miles |
|
Media |
2,896 |
846 |
|
Mediana |
3,096 |
766 |
|
Valor M�ximo |
4,205 |
1,264 |
|
Valor M�nimo |
740 |
539 |
|
Fuente: Elaboraci�n propia |
||
|
Cuadro 4 Resultados de las Pruebas de
Ra�ces Unitarias (Tendencia Determinista
Lineal) |
||
|
Variable |
Estad�stico-ADF |
Valor-P |
|
Salario Real (W/P) |
|
|
|
�����
Niveles |
-1.247 |
0.8916 |
|
�����
Primera Diferencia |
-6.626 |
0.0000 |
|
Empleo (L) |
|
|
|
�� Niveles |
-1.845 |
0.6718 |
|
Primera Diferencia |
-4.148 |
0.0085 |
|
Fuente: Elaboraci�n propia |
||
|
Cuadro 5 Prueba de Cointegraci�n de
Johansen (Tendencia Determinista Lineal) |
|||||
|
Muestra
(ajustada): 1953-2019;� Rezagos: 2 |
|||||
|
Prueba de Cointegraci�n
irrestricta (traza) |
|||||
|
N�mero. de relaciones de cointegraci�n en H0 |
Valor Propio |
Estad�stico-Traza |
Valor Critico a 0.05 |
Valor�P* |
|
|
Ninguna |
0.112 |
9.891 |
15.494 |
0.289 |
|
|
Al menos
una |
0.028 |
1.916 |
3.841 |
0.166 |
|
|
La
prueba de la traza indica que no existen relaciones de cointegraci�n a un
nivel de� significancia de 0.05. |
|||||
|
Prueba de Cointegraci�n
Irrestricta (valor propio m�ximo) |
|||||
|
N�mero de relaciones de cointegraci�n en H0 |
Valor propio |
Estad�stico-valor propio m�ximo |
Valor Critico a 0.05 |
Valor�P* |
|
|
Ninguna |
0.112 |
7.975 |
14.264 |
0.381 |
|
|
Al menos
una |
0.028 |
1.916 |
3.841 |
0.166 |
|
|
La prueba
del valor propio-m�ximo� indica no
cointegraci�n a un nivel de 0.05. * Valores-P� de MacKinnon-Haug-Michelis (1999).� Fuente:
Elaboraci�n propia |
|||||
En la estimaci�n del modelo SVAR� se tomaron en cuenta los cambios
estructurales que afectaron las series. La prueba de Quandt-Andrews fue
utilizada para identificar las fechas de los quiebres. Para la calibraci�n del
modelo de equilibrio general se utiliz� el promedio de los �ltimos cinco a�os
de los datos de la isla y se tomaron algunos par�metros de la literatura� cuando no exist�a� informaci�n para Puerto Rico. El modelo de
equilibrio general, contrario al modelo SVAR, se ajust� en frecuencia
trimestral.
5. ����SIMULACI�N�
DEL MODELO DSGE
En esta secci�n se presenta la�
simulaci�n� del modelo para �examinar sus propiedades din�micas. El modelo
fue calibrado en frecuencia trimestral, como se mencion�. Los par�metros utilizados
para calibrar el modelo se detallan en el Cuadro 6. �Por otro lado, el Cuadro 7 contiene los coeficientes de autocorrelaci�n hasta el orden
cuatro para las variables generadas por el modelo. Como se observa, existe una
alta correlaci�n contempor�nea entre las series principales, como sucede en las
econom�as capitalistas.� Como la variable
de inter�s en esta investigaci�n es el insumo laboral (L) se estim� la funci�n
de autocorrelaci�n (ACF, por sus siglas en ingl�s)� para la serie de empleo observada� en Puerto Rico para el per�odo total y un
subper�odo reciente, m�s cercano a los a�os usados para calibrar el modelo,
pero con la longitud necesaria para estimar la ACF.� Como es evidente en el Cuadro 8, los
coeficientes de autocorrelaci�n de L hasta el tercer orden en� el per�odo de 1999-2019� son�
muy similares a los estimados con la serie generada en la simulaci�n del
modelo.
|
Cuadro 6 �Valores de los par�metros utilizados
en la calibraci�n |
||
|
Par�metro |
Descripci�n |
Valor |
|
|
Efecto en la utilidad de la reducci�n en el trabajo (>0) |
2.95 |
|
|
Exponente del
capital en la funci�n de producci�n (k share) |
0.40 |
|
|
Factor de
descuento en preferencias intertemporales |
0.99 |
|
|
Tasa de
depreciaci�n |
0.03 |
|
|
Persistencia de
dos� procesos AR(1):� el de tecnolog�a que afecta Y & el que
afecta la inversi�n. |
0.95 |
|
|
Persistencia cruzada del proceso�
de� tecnolog�a & el que afecta la inversi�n. |
0.025 |
|
|
Persistencia de proceso que afecta la oferta de trabajo |
0.90 |
|
|
Elasticidad de Frisch |
0.35 |
|
Fuente:
Elaboraci�n propia |
||
|
Cuadro 7 Autocorrelaciones� de las Variables Generadas por el� Modelo |
|||||
|
Variable |
Orden |
||||
|
|
1 |
2 |
3 |
4 |
|
|
Y |
0.98 |
0.96 |
0.95 |
0.93 |
|
|
K |
0.99 |
0.99 |
0.99 |
0.99 |
|
|
C |
0.99 |
0.99 |
0.98 |
0.98 |
|
|
L |
0.88 |
0.78 |
0.69 |
0.61 |
|
|
Fuente:
Elaboraci�n propia |
|||||
|
Cuadro 8 Autocorrelaciones del
Empleo en Puerto Rico ( Datos anuales) |
||||
|
Per�odo |
Orden |
|||
|
1 |
2 |
3 |
4 |
|
|
1950-2019 |
0.98 |
0.96 |
0.93 |
0.89 |
|
1999-2019 |
0.91 |
0.77 |
0.60 |
0.41 |
|
Fuente:
Elaboraci�n propia |
||||
Para analizar la din�mica del modelo se utilizan las
funciones de impulso-respuesta� y la descomposici�n de la varianza del error
de predicci�n. Las funciones de impulso respuesta de Y y L se presentan en�� las Gr�ficas 1� y 2, respectivamente (las Gr�ficas de C y K
no se presentan para ahorrar espacio, pero siguen el movimiento de Y). En la
econom�a ficticia se definieron tres perturbaciones, dos que afectan el lado de
la producci�n (una que afecta Y
directamente y otra a trav�s de la inversi�n) y una tercera que aumenta las
preferencias por ocio. Por lo que es necesario determinar si los indicadores
macroecon�micos seleccionados tienen la respuesta esperada ante esas
innovaciones. Es evidente� en� la Gr�fica 1, que la producci�n real� se incrementa como resultado de los impulsos
de tecnolog�a que aumentan la productividad de los insumos de producci�n y
ampl�an las posibilidades de consumo en esa econom�a.� Por otro lado, Y se reduce como consecuencia
del alza inesperada en las preferencias por ocio.
Las respuestas de las horas trabajadas ante los tres impulsos se muestran
en la Gr�fica 2. El trabajo se incrementa como resultado inmediato de� los impulsos de tecnolog�a e inversi�n. Sin embargo,� en el largo plazo (horizonte 39 en adelante) experimenta
una leve reducci�n.� Eso podr�a implicar el uso m�s intensivo del capital por el incremento en
�su productividad generado� por los shocks
mencionados. Adem�s, como era anticipado, las horas trabajadas merman como
consecuencia del incremento en las preferencias por ocio.
El Cuadro� 9 contiene los
resultados de la estimaci�n de la funci�n �de la descomposici�n de varianza del error de
predicci�n.� Los impulsos de tecnolog�a �y de capital parecen ser m�s importantes que el
de la oferta de trabajo para la din�mica de la producci�n (Y), el capital (K) y
el consumo (C). La relevancia �de cambios
tecnol�gicos inesperados en la econom�a de la isla ha sido se�alada
anteriormente por �Toledo (2006) y Alemar
y Rodr�guez (2020).
En contraposici�n la� perturbaci�n� de la oferta de trabajo� se le puede atribuir un impacto menor sobre Y,
K y C. �Sin embargo, ese tipo de shock� es responsable de cerca de� 43% de las fluctuaciones en las horas trabajadas. Ese porcentaje se reduce a
30% cuando el coeficiente de AR(1) del shock en la preferencia por ocio
es 0.75 en lugar de 0.90. Lo que indica que la importancia de los impulsos a la
oferta de trabajo depende cr�ticamente de ese par�metro. Es de esperarse que
estos impulsos de preferencia persistan a trav�s del tiempo, por lo que ese
coeficiente debe ser considerablemente alto.
Esta simulaci�n sugiere que pueden existir econom�as
donde
la din�mica de las horas trabajadas dependa de caracter�sticas del mercado
laboral que afecten la valoraci�n del consumo y �el ocio. Sin embargo, en este experimento se
encontr� que cerca de la mitad de las fluctuaciones en L dependen de impulsos
permanentes, asociados principalmente a la demanda de trabajo.
|
Cuadro 9 Descomposici�n de la Varianza del Error de Predicci�n (Modelo DSGE) |
|||
|
Variable |
Porcentaje de la varianza
atribuible a impulsos en: |
||
|
Tecnolog�a |
La productividad del capital |
La oferta laboral |
|
|
Y |
62 |
24 |
5 |
|
C |
57 |
28 |
3 |
|
K |
53 |
38 |
2 |
|
L |
26 |
20 |
43 |
|
Nota: Las
cifras no suman hasta 100 debido a �la
existencia de �correlaci�n entre los �choques simulados en muestras peque�as y la �no linealidad. Esta es la descomposici�n asint�tica. Fuente:
Elaboraci�n propia |
|||
6. ����RESULTADOS
DE LA ESTIMACI�N DEL MODELO SVAR
En este modelo la
identificaci�n de los impulsos estructurales se obtuvo imponiendo la �restricci�n principal de �que alzas en las preferencias por ocio[4]
aumentan �los salarios reales y reducen
el nivel de empleo de equilibrio, ya que reducen la oferta de trabajo. Las
restricciones se impusieron s�lo al primer impacto de las perturbaciones
utilizando el enfoque bayesiano. Las funciones de impulso-respuesta de los
salarios reales y el empleo� ante choques
de la oferta de trabajo se presentan en la Gr�fica 3 y 4. Como es evidente, �la respuesta �inicial de las dos variables ante perturbaci�n
bajo an�lisis refleja las restricciones de signos �impuestas.�
Para evaluar la
importancia de los impulsos de la oferta de trabajo explicando las desviaciones
de las variables del sistema de su trayectoria de largo plazo se estimaron las
funciones de descomposici�n del error de predicci�n (FDEP), las mismas se
resumen en el Cuadro �10. Los impulsos de
la oferta de trabajo explican� cerca de
un tercio de las fluctuaciones experimentadas �por el empleo total en la isla[5].
��Este resultado coincide con los hallazgos de �Chang y Schordifheid (2003) �para el caso de Estados Unidos.� Su estudio �concluye que 30% de las fluctuaciones en las
horas trabajadas en ese pa�s �pueden explicarse por �impulsos de la oferta de trabajo. �Smets y Wouters (2007),
tambi�n se�alan la relevancia de ese tipo de shock para la din�mica de
las horas de trabajo. Esa
misma conclusi�n es alcanzada por Hall (1997), que utilizando datos de EE. UU.
de 1947 a 1993, examina los efectos de cambios en las preferencias por
ocio� en la actividad econ�mica. Su
trabajo revel��� que la tasa de
sustituci�n de consumo por ocio es la principal fuerza que mueve las
fluctuaciones econ�micas en ese pa�s, en el per�odo examinado.� Ese autor, afirma que las recesiones son
per�odos de tiempo en que los individuos reducen el consumo de bienes y servicios
y por consiguiente reducen las horas de trabajo.� Foroni, Furlanetto y Lepetit (2016), por otro lado,�
utilizan restricciones de signos, basados en un modelo nuevo
keynesiano,� para identificar los choques
de la oferta de trabajo en un modelo de vectores autorregresivos (VAR).� Los autores informan que las perturbaciones
de la oferta de trabajo explican cerca del 50% de las variaciones en� la tasa de participaci�n de Estados Unidos
para el per�odo de 1985 a 2014.
|
Descomposici�n
de la Varianza del Error de Predicci�n del Empleo (Modelo SVAR) |
|
|
Horizonte de
Predicci�n |
Porcentaje de la varianza atribuible a impulsos en la oferta de trabajo |
|
|
|
|
|
|
|
1 |
34 |
|
2 |
33 |
|
3 |
33 |
|
4 |
36 |
|
8 |
39 |
|
9 |
39 |
|
10 |
39 |
|
Fuente: Elaboraci�n propia |
|
Por otra parte, a la luz de la informaci�n
presentada en el Cuadro 10, los impulsos de �la demanda de trabajo explican un poco m�s del
60 por ciento� de las fluctuaciones en el
empleo total de Puerto Rico en el corto y largo plazo. As� que, los impulsos de
productividad parecen ser m�s importantes que los de las preferencias por ocio �para la din�mica del insumo laboral en la isla.
�Ese es un resultado que se ha sido
destacado en la literatura de los ciclos econ�micos reales (CER)� siendo los trabajos pioneros Kydland y Prescott
(1982� ), Long y Plosser (1983), King y Plosser (1984 ) y�
Long� y� Plosser�
(1987). En los� modelos construidos de acuerdo con los
preceptos de los CER, los choques de tecnolog�a, que afectan la productividad marginal
del trabajo, son las fuentes principales del ciclo econ�mico.� ���
Para el caso de Puerto Rico las perturbaciones de la
demanda de trabajo� pudieran estar
asociados a las limitaciones en inversiones de capital en el �rea de
manufactura que est� experimentado la isla desde 2006, que han impactado la
productividad del insumo laboral. La salida de empresas manufactureras estadounidenses
de la isla, ante la perdida de incentivos de impuestos, pudiera ser una
explicaci�n para el rol prominente de este tipo de innovaci�n �en la din�mica del empleo en la isla (v�ase
Toledo (2017)). Este punto se examina en el pr�ximo apartado.
�6.1 ���An�lisis de Robustez
Para examinar la robustez de los resultados informados
en la secci�n anterior con respecto a las variables consideradas y a la
identificaci�n de los impulsos estructurales se a�adi� al modelo SVAR la
primera diferencia del capital (K) y se impusieron restricciones de largo
plazo. Este sistema permite evaluar los tres tipos de impulsos del �modelo DSGE.�
Las restricciones de largo plazo son similares a �las utilizadas por Gal� (1999)[6]. El
vector de las variables del modelo ampliado se puede representar como
Para lograr, la identificaci�n de los impulsos
estructurales se imponen las siguientes restricciones (basadas en Gal� (1999)):
1. En el largo plazo los salarios reales�
son impactados s�lo por los �impulsos de tecnolog�a, 2. L se ve afectado
permanentemente por las perturbaciones tecnol�gicas y no tecnol�gicas �3. �Los
tres tipos de shocks tienen efectos permanentes sobre la �inversi�n.�
�La primera restricci�n implica �que los salarios reales se afectan permanente �nicamente
como resultado de cambios �en la
productividad proveniente de los impulsos tecnol�gicos. As� que, los impulsos
tecnol�gicos son los �nicos que afectan la productividad en el largo plazo. ��La segunda restricci�n permite �que los impulsos no tecnol�gicos afecten el
empleo en el largo plazo, pero no �la
productividad. Saltari y Travaglini (2009)�
asocian este tipo de perturbaci�n�
a regulaciones institucionales que afectan la �oferta de trabajo, como cambios en los
beneficios marginales de los trabajadores o leyes de salario m�nimo.� Sin embargo, otros factores no relacionados
con la oferta del insumo laboral que hayan afectado permanentemente al empleo est�n
recogidos en ese shock. �Para el
caso de Puerto Rico, y otros pa�ses con limitaciones de capital, el gobierno es
un ��motor importante en la �creaci�n �y promoci�n de empleos, por lo que cabe la
posibilidad de que dicha perturbaci�n recoja los efectos de la pol�tica p�blica
sobre la estructura econ�mica. �Esas dos
primeras restricciones s�lo permiten efectos transitorios[8] de
la inversi�n sobre las sobre L y
�La tercera
restricci�n �asegura que la inversi�n se vea
afectada permanente por los impulsos de tecnol�gicos �y no tecnol�gicos y es compatible con el
modelo desarrollado por Hall (1997). �El
impulso de la inversi�n al no tener impacto permanente sobre el salario real ni
el empleo se puede interpretar como una perturbaci�n de la demanda agregada.
Es relevante se�alar, que una porci�n importante de la
inversi�n en Puerto Rico ha provenido �de
EE. UU. y depende, en parte, �de las
leyes de impuestos de ese pa�s �y cambios
en la �competitividad global, por lo que
su� permanencia siempre est� en cuestionamiento,
lo que justifica el que sus impactos sobre el salario real (un indicador de la
productividad) �y el empleo sean de
car�cter transitorio. Adem�s, de 30 a 40 por ciento de la inversi�n en la isla �es en la actividad de construcci�n que genera muchos
puestos de trabajo temporeros. �No
obstante, se realiz� una estimaci�n permitiendo que los impulsos de la
formaci�n de capital tuvieran impactos permanentes sobre el empleo, y los hallazgos
var�an ligeramente, pero las conclusiones se mantienen.
El modelo se
estim� con dos rezagos que es el orden �ptimo �determinado utilizando el criterio de
Akaike.� El mismo ajust� bien los datos y
sus �residuos constituyen procesos
puramente aleatorios: el estad�stico-Q multivariable� de orden 5 fue de 31.00 y su Valor-P igual a
0.27, por lo que no existe evidencia de �autocorrelaci�n en los residuos hasta ese
orden.�� El examen de las ra�ces del
polinomio caracter�stico del sistema�
revel� que el mismo es estable.�
El Cuadro 11
contiene la descomposici�n del error de predicci�n del empleo, bajo este nuevo
modelo ampliado. �Como se observa, los
choques no tecnol�gicos, que incluyen cambios en �la oferta de trabajo, explican �m�s de 50% de las variaciones de L en el corto
plazo y de 47% en el largo plazo. El impacto de largo plazo es cuatro� puntos porcentuales �mayor �al
obtenido en la descomposici�n asint�tica del modelo de equilibrio general que
fue 43% y excede por ocho unidades el estimado del SVAR con restricciones de
signos en ese horizonte de predicci�n. �Sin
embargo, �en ese �ltimo modelo mencionado
en el corto plazo las innovaciones de la oferta de trabajo explican 34% de las variaciones
del empleo lo que representa una diferencia significativa al compararlo con el
modelo ampliado. Esto pudiera implicar, como se mencion� antes, �que esa perturbaci�n incluye otras innovaciones
que afectan L permanentemente, adem�s de la de preferencia por ocio. Para el �caso de Italia y Francia, Salteri y Travaglini
(2009) encuentran que m�s de 75% de la variancia del error de predicci�n del
empleo es explicada por impulsos no tecnol�gicos.�
Como es evidente
en el Cuadro 11, los impulsos tecnol�gicos son responsables de cerca de 12 por
ciento de las fluctuaciones en el empleo en el corto plazo. En el largo plazo,
esas perturbaciones explican un poco m�s de un quinto de las desviaciones del
insumo laboral de su tendencia de crecimiento. En el modelo de equilibrio
general calibrado para Puerto Rico este tipo de shock explica el 26% de
la variancia del error de predicci�n de L. Salteri y Travaglini (2009) hallan que
los choques de tecnolog�a explican entre 7% y 15% de las variaciones en el
insumo laboral en �Italia y Francia,
respectivamente.
|
Cuadro 11 Descomposici�n
de la Varianza del Error de Predicci�n del Empleo (Modelo SVAR Ampliado) |
|||
|
Horizonte de Predicci�n |
Porcentaje de la varianza
atribuible a impulsos: |
||
|
De Tecnolog�a (Con efectos permanentes sobre W/P) |
No Tecnol�gicos (Con efectos transitorios sobre W/P) |
De la Inversi�n |
|
|
1 |
13 |
56 |
31 |
|
2 |
11 |
57 |
32 |
|
3 |
19 |
52 |
29 |
|
4 |
20 |
51 |
29 |
|
8 |
21 |
47 |
32 |
|
9 |
21 |
47 |
32 |
|
10 |
21 |
47 |
32 |
|
Fuente: Elaboraci�n propia |
|||
Las innovaciones
de inversi�n, por su parte, dan cuenta�
de cerca de un tercio de las fluctuaciones del empleo de su tendencia de
largo plazo.� Este resultado concuerda
con Rodr�guez (2018) quien usando datos mensuales para el per�odo de 1976 al
2010, estima que los choques del lado de la demanda (externos y locales) son
responsables de� cerca del 35% de la
varianza del error de predicci�n del desempleo en Puerro Rico. Para el caso de
EE. UU. Justiniano, Primiceri y Tambalotti (2010),
utilizando datos trimestrales de 1954 a 2004, ���hallan que los impulsos de inversi�n
explican entre 20 y 60%� de las
variaciones en el insumo laboral en la frecuencia del ciclo econ�mico (entre� 1.5 a 8 a�os). Por otra� parte,�
un an�lisis que realiza� Fisher
(2006)� con� datos de 1955 al 2000 de ese mismo pa�s,
indica que entre 25 y 59% de la varianza del error de predicci�n de las horas
trabajadas son el resultado de� los shocks
de la inversi�n.
Para examinar c�mo los tres tipos de impulsos han
afectado la serie de empleo a trav�s del tiempo se utiliza la descomposici�n
hist�rica de la serie de empleo para el per�odo de 1953 a 2019. Ese tipo de
an�lisis provee� una interpretaci�n de
las fluctuaciones de la variable analizada tomando como base los impulsos
estructurales identificados. La
representaci�n MA del modelo SVAR� (VMA)
implica que cada una de las series del modelo se puede expresar como una
combinaci�n lineal de los choques que la han impactado en el pasado, tres en
este caso. Por tanto, es posible evaluar lo que hubiera sucedido si s�lo uno de
los impulsos hubiera actuado sobre la serie bajo an�lisis. Es como si se
apagaran los efectos de dos de las perturbaciones a la vez y se dejara s�lo uno
encendido. Entonces es posible� comparar
las fluctuaciones que son generadas por el shock que se dej� encendido
sobre� el empleo, en este caso, con las
que sucedieron. Haciendo ese ejercicio para cada de los tres tipos de impulsos,
se puede determinar en cada per�odo cu�l de los impulsos� tuvo un�
impacto mayor sobre la variable analizada. La representaci�n de estas
descomposiciones para distintos subper�odos se presenta en las Gr�ficas 5, 6, y
7. La partici�n� de las series� se realiz� para facilitar la interpretaci�n
del an�lisis y no refleja necesariamente una periodizaci�n de la historia
econ�mica de Puerto Rico.
En el primer subper�odo examinado, de 1953 a
1970, los impulsos no tecnol�gicos son los que mejor explican las desviaciones
del empleo de su tendencia de crecimiento, como se muestra en la Gr�fica 5. Los
choques de inversi�n tambi�n reproducen bastante bien �el movimiento general de las fluctuaciones de
la serie examinada, pero no explican mucho de las reducciones en las
mismas.� En ese per�odo, de la
industrializaci�n de la isla, los avances tecnol�gicos parecen tener su mayor
poder explicativo sobre las variaciones de L de 1956 a 1966. ��
Las
perturbaciones tecnol�gicas, durante los a�os de 1971 a 1999, en t�rminos
generales, se mueven en la misma direcci�n que L. Sin embargo, su capacidad
predictiva es baja en el ciclo econ�mico, como se aprecia en la Gr�fica 6. �Se observa, por ejemplo, que los per�odos
recesionarios de los mil novecientos setenta, ochenta y noventa no parecen ser
el resultado de ese tipo de impulso. �Por
otro lado, las innovaciones en la inversi�n real explican tanto el movimiento
general de la serie como una proporci�n alta las fluctuaciones c�clicas de 1971
hasta 1994, antes de la eliminaci�n de los incentivos de impuestos de las
empresas estadounidense (conocida como la secci�n 936 del c�digo de rentas
internas de EE. UU., �cuyo cese comenz�
en 1996 y finaliz� en el 2006).� Se puede
observar que en la recesi�n de los 1980[9],
que se plantea ��fue causada por la pol�tica monetaria
restrictiva de Estados Unidos que increment� considerablemente las tasas de
inter�s,� los impulsos de la inversi�n
son los que mejor explican las reducciones en el nivel de empleo. Es evidente,
en la Gr�fica 6, que los impulsos no tecnol�gicos tambi�n juegan un rol
relevante en la din�mica del empleo de Puerto Rico durante ese per�odo. �En la recesi�n de los setenta, ese �ltimo tipo
de perturbaci�n mencionada explica una proporci�n mayor de las fluctuaciones en
el insumo laboral que las asociadas a la inversi�n y lo mismo sucede en la
expansi�n del �ltimo lustro del siglo 20.
La
descomposici�n hist�rica del empleo para la �ltima subdivisi�n del �per�odo utilizado en la estimaci�n del modelo,
2000 a 2019, se encuentra en la Gr�fica 7. Los impulsos de tecnolog�a
identificadas en el modelo son los m�s que parecen haber influenciado la serie
bajo an�lisis �entre 2006 y 2015: el per�odo
luego del cese de los incentivos de impuestos para �las firmas de EE. UU. bajo la secci�n 936. La
reducci�n en el empleo de manufactura, producto de la salida de algunas empresas
intensivas en capital puede ser una explicaci�n para este resultado. �Los choques no tecnol�gicos, por su parte, explican
una proporci�n significativa de las desviaciones del empleo del 2000 al 2007, y
de 2013 hasta 2017. �Los impulsos de inversi�n,
por otro lado, explican las fluctuaciones del empleo del 2005 al� 2012. Durante esos a�os �esas �innovaciones son capaces de explicar una parte
considerable de las bajas en los niveles del empleo. �Es evidente en la Gr�fica 7, que luego del
impacto del hurac�n Mar�a sobre la isla (2017), las innovaciones en la
inversi�n son las que se mueven en la misma direcci�n que las oscilaciones del
empleo. Estas innovaciones, no obstante,�
�predicen un nivel mayor del
empleo que el que sucedi�. Esa cifra de empleo �tal vez hubiera sido posible sin la
devastaci�n de la infraestructura que experiment� el pa�s como consecuencia del
hurac�n mencionado.
�
�
�
�
7. ���CONCLUSIONES
Este art�culo tuvo como prop�sito comparar los
efectos de impulsos de la oferta y demanda de trabajo sobre la trayectoria del
empleo agregado en Puerto Rico. Se calibr� un modelo de equilibrio general de
ciclos econ�micos reales� utilizando valores
para los par�metros lo m�s cercanos posible a los impl�citos en las series que describ�an
el estado de la econom�a de la isla en el �ltimo lustro.�� Los resultados de la simulaci�n de ese
modelo revelaron que los impulsos de las preferencias por ocio pueden tener un efecto
importante en las fluctuaciones del insumo laboral.� Adem�s, se estimaron dos modelos SVAR
utilizando restricciones de signos en uno de ellos y la descomposici�n Blanchard-Quah
en el otro, para identificar perturbaciones de la demanda y oferta de trabajo
que han afectado la serie de empleo y otras variables del pa�s para el per�odo
de 1950 a 2019. �Los resultados de la
estimaci�n de esos modelos sugieren que los impulsos de la demanda de trabajo
(productividad y/o choques de la inversi�n) se les puede atribuir �entre cerca del 50 y� 70% de las fluctuaciones �que ha experimentado el empleo en la
isla.� Tambi�n implican �que los impulsos de la oferta de trabajo son
responsables �de al menos 30% de las desviaciones
del insumo laboral de su tendencia de largo plazo. No obstante, la importancia de los tres tipos de perturbaciones en
la din�mica del empleo agregado vari� para diferentes per�odos. De 1953 a 1970,
los impulsos no tecnol�gicos (que incluyen los de la oferta de trabajo) fueron
los que mejor explicaban� las� desviaciones de ese indicador macroecon�mico
de� su tendencia de crecimiento. En
el� per�odo de 1971 a 1999 a las� innovaciones de la inversi�n se les pueden
atribuir una proporci�n alta tanto del movimiento general de la serie de empleo
como de sus fluctuaciones c�clicas,� pero
los cambios no anticipados en la oferta laboral (choques no tecnol�gicos)� tambi�n tienen una alta contribuci�n en� esa din�mica.�
En a�os m�s recientes, entre 2006 y 2015, los impulsos de tecnolog�a son
los que parecen haber impactado� m�s la
serie bajo an�lisis, mientras que los choques no tecnol�gicos, explican una
proporci�n significativa de las desviaciones del empleo del 2000 al 2007 y de
2013 hasta 2017.� Por su parte, los
cambios inesperados en la inversi�n son los que explican mejor� los per�odos de reducciones en el empleo en las
primeras dos d�cadas del� siglo 21.�
Los hallazgos �que se obtuvieron en esta investigaci�n sobre �la importancia de los choques de la� demanda de trabajo y la inversi�n sobre las
fluctuaciones del empleo, en una econom�a con limitaciones de capital como la
de Puerto Rico, �no son sorprendentes. No
obstante, la aportaci�n �de los impulsos
de la oferta a esas variaciones no era un hallazgo anticipado, por lo que
merece algunas reflexiones. Esos impulsos del lado de la oferta laboral
pudieran estar asociados a tres categor�as, no necesariamente mutuamente
excluyentes, a saber, cambios en: las preferencias por ocio,� en la productividad de actividades sin
remuneraci�n o en la brecha entre el salario y la tasa de sustituci�n de
consumo por ocio. �Algunas fuentes de �los impulsos para esas categor�as� son los beneficios de desempleo, pagos de
transferencias p�blicas y privadas, cambios en las regulaciones laborales y
leyes de salario m�nimo entre otras (v�ase Foroni et al. �( 2016)). Por ejemplo,�
�si ocurre una reducci�n en los
beneficios marginales de los empleados, disminuye �el costo del ocio lo que impacta las
decisiones sobre la selecci�n consumo/ocio que toman los individuos, lo que puede
ocasionar que algunos individuos salgan de la fuerza trabajadora, tal vez, �acogi�ndose a la jubilaci�n temprana. De igual
forma pudiera implicar que ciertos miembros de los hogares (trabajadores
secundarios) �se dediquen a tareas tales como
estudiar o participar en actividades� de organizaciones
�sin fines de lucro, lo que mermar�a �las horas dedicadas a trabajar o buscar empleo
en la econom�a.� Adem�s, �esas bajas en los beneficios marginales de los
empleados� afectan la diferencia entre la
compensaci�n recibida por el trabajo (W) y la tasa de sustituci�n de ocio por consumo
(MRSocio/consumo) o las unidades de ocio que los individuos� est�n dispuestos a ceder por una unidad
adicional �de consumo. Si el incremento
en la utilidad que los individuos recibir�an por el alza �en consumo que pueden obtener ��del
ingreso que proviene del salario de �una
hora adicional de trabajo� no compensa
por la p�rdida �de utilidad asociada a la
reducci�n en el tiempo de ocio, �las
personas �no se ver�n motivados a
incrementar sus horas de trabajo. Obs�rvese que la �MRSocio/consumo� depende de la valoraci�n que hagan los
individuos sobre el consumo y el ocio. La etapa del ciclo de vida en que las
personas se encuentren afecta esa tasa de sustituci�n, por lo que factores
demogr�ficos impactan la brecha de salario (wage markup: W - MRSocio/consumo
). ��
As� que, est�mulos a la oferta de ese insumo de
producci�n, aun en econom�as con alto nivel de desempleo, pudiera tener efectos
en el nivel del empleo. Por
ejemplo,� pudiera� ser que algunos sectores econ�micos que
utilizan mano de obra semicualificada y no calificada� tengan�
puestos de trabajo vacantes y� que
les resulte dificultoso la contrataci�n de los recursos id�neos, por lo que ese
tipo de medida pudiera tener, al menos, un impacto marginal sobre la
trayectoria del empleo. Por
tanto,� aunque los an�lisis realizados �sugieren que el dise�o de pol�ticas p�blicas
dirigidas a promover la creaci�n de puestos de empleo tendr�a el impacto mayor
sobre la din�mica del empleo en el pa�s, como se ha planteado anteriormente
(v�ase por ejemplo Liard-Muriente
y Schenck (2020)), el
impacto de �la participaci�n laboral en el
nivel de empleo no parece ser tan insignificante como para que se pueda
descartar. As� que, �medidas dirigidas a mejorar
las condiciones de empleo de los trabajadores pudieran ser efectivas para
promover la actividad econ�mica en la isla. �Estas pol�ticas del mercado laboral pudieren
incidir sobre la productividad del trabajo y las preferencias sobre consumo y
ocio,� dos factores que de acuerdo con Bergstrom y Dodds (2021) afectan la desigualdad de
ingresos en los Estados Unidos.
Es menester
se�alar que este estudi� tuvo la ��limitaci�n principal �de que no se cont� con informaci�n sobre las horas
de trabajo y en su lugar �se utiliz� el empleo
como la variable principal del an�lisis en los modelos SVAR. �Medir el insumo laboral con el n�mero de empleados
tiene la dificultad de que esa variable pudiera aumentar, aunque el total de
horas trabajadas no se incremente, por el efecto de la sustituci�n de trabajadores
a tiempo parcial por los que laboran a jornada completa. Por tanto, los
resultados de la estimaci�n pudieran variar al utilizar las horas trabajadas en
lugar del empleo. Sin embargo, como los hallazgos de este trabajo son
compatibles con otros de la literatura sobre el tema y lo encontrado en el
modelo de equilibrio general calibrado para Puerto Rico, �es de esperarse �que en t�rminos cualitativos los hallazgos se
mantengan. �
8. REFERENCIAS BIBLIOGRAFICAS
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* Investigador/Consultor,
doctor en econom�a y estad�stico profesional acreditado (PStat�) por
la American Statistical Association.
[1] Los pa�ses son Canad�, el Reino
Unido, Alemania, Francia, Italia, y Jap�n. El per�odo del an�lisis vari� para
cada pa�s por la disponibilidad de datos.
[2] V�ase,
por ejemplo, McCallum (1988).�
.
[3] Se lleg� a
la misma conclusi�n al utilizar la prueba de estacionariedad de
Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin (KPSS test).
[4] Cambios demogr�ficos, tambi�n
pueden afectar la oferta de trabajo, pero es de esperarse que impacten
principalmente su tendencia de crecimiento y no sus fluctuaciones c�clicas.
[5] Este
resultado se mantiene cuando se sustituyen las primeras diferencias de las
variables con las series filtradas para remover las� tendencias deterministas.
[6] Gal� utiliza un sistema
con� la productividad del trabajo� y las horas trabajadas. Francis y Ramey
(2002) y Gamber y Joutz (1993) sustituyen la productividad del trabajo por el
salario real.
[7] Fisher (2006) incluye el precio real de la
inversi�n,� en lugar de la primera
diferencia de K, para identificar choques tecnol�gicos espec�ficos asociados a
la inversi�n, mientras que Watanabe (2012) utiliza la raz�n
inversi�n-producci�n agregada real, basados en modelos te�ricos diferentes al
utilizado en esta investigaci�n. Justiniano, Primicery y Tambalotti (2010)
utilizan la inversi�n como en este art�culo. �
[8] Esta
identificaci�n es similar a la utilizada por Saltari y Travaglini (2009), pero
ellos utilizan el PIB en lugar de la inversi�n.
[9]Conocida
como la recesi�n Reagan (en referencia al Presidente de Estados Unidos en ese
momento, Ronald Reagan)� o la recesi�n
Volcker refiri�ndose a Paul Adolph Volcker presidente del banco central de EE.
UU., la Reserva Federal,� de 1979 a 1987.