informe final de investigación 2014 - iecos - carlos garcía

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UNIVERSIDAD NACIONAL DE INGENIERA

Facultad de Ingeniera Econmica y Ciencias Sociales

FIEECS

INFORME FINAL DE INVESTIGACIN

INSTITUTO DE INVESTIGACIONES ECONMICAS

TEMA:

Tasa de Desempleo y Ciclo Econmico en el Per.

1971 - 2013

NOMBRE:

Carlos Emilio Garca Sandoval

LIMA-PER

26 de enero de 2015

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TASA DE DESEMPLEO Y CICLO ECONMICO EN EL PER. 1971 - 2013

Carlos Garca

RESUMEN

El objetivo de este estudio consiste en evaluar la importancia del desempleo en el Per desde

la perspectiva de la denominada Ley de Okun, realizando una revisin de la eficacia de las

polticas econmicas y del marco legal y los arreglos institucionales vigentes en el Per en

materia del mercado laboral.

La investigacin pretende evaluar los alcances del denominado ajuste estructural, iniciado

en los aos de 1990, desde el punto de vista de la empleabilidad de los trabajadores y, sobre

todo, de su impacto en el crecimiento del PIB. Esto ltimo tiene relevancia porque involucra

la calidad de vida de la poblacin (y los esfuerzos de la lucha contra la pobreza), que

dependen fuertemente de la empleabilidad potencial de los trabajadores.

Finalmente, en trminos de la formulacin de propuestas, esta investigacin se concentra en

una propuesta general de polticas, extradas de los modelos econmicos de empleo y

crecimiento, para estimular la eficiencia en el mercado laboral y mantener a la economa en

una ruta de crecimiento sostenido.

ABSTRACT

The aim of this study is to evaluate the importance of unemployment in Peru from the

perspective of the so-called "Okun's Law", conducting a review of the effectiveness of

economic policy and legal framework and existing institutional arrangements in Peru matter

of the labor market.

The research aims to evaluate the scope of so-called "structural adjustment", started in the

1990s, from the point of view of employability of workers and, above all, its impact on GDP

growth. The latter is important because it involves the quality of life of the population (and

the efforts of the fight against poverty), which rely heavily on the potential employability of

workers.

Finally, in terms of formulating proposals, this research focuses on a general policy proposal,

drawn from economic models of employment and growth, to stimulate efficiency in the labor

market and keep the economy on a path of sustained growth.

3

TASA DE DESEMPLEO Y CICLO ECONMICO EN EL PER. 1971 - 2013

Carlos Garca

La tasa de desempleo es una de las variables macroeconmicas ms importantes

desde el punto de vista de la orientacin de las polticas econmicas implementadas

por los gobiernos nacionales en la mayor parte del mundo.

El valor que adopta esta variable es motivo de estabilidad o de insatisfaccin en la

poblacin en edad de trabajar y proporciona niveles cambiantes en el bienestar

general de un pas.

No obstante, el nivel de esta variable depende tanto de factores de tipo estructural,

que conforman a los mercados laborales, como de la evolucin del ciclo econmico

general y de las polticas implementadas, o desaprovechadas, por los gobiernos en

materia fiscal y/o de administracin monetaria.

El resultado debera ser una suavizacin del ciclo econmico (y de las fluctuaciones

del desempleo) en un marco fluido y flexible en la estructura de los mercados

laborales aunque, en la prctica, esta combinacin no suele observarse con

frecuencia.

En el Per, este problema ha tomado una particular importancia a partir de la

aplicacin de los llamados programas de ajuste estructural, implementados a partir

de la dcada de 1990, en donde no solo se termin con la hiperinflacin sino que,

tambin, se foment el funcionamiento libre y hasta competitivo en la mayor parte de

los mercados, incluyendo a los mercados de los factores productivos.

Sin embargo, la modificacin del marco legal y los nuevos arreglos institucionales

introducidos desde la primera dcada de los aos 2000 ha promovido algunas

rigideces en los mercados laborales que podra haber impactado negativamente sobre

la tasa de desempleo a nivel estructural.

Por otra parte, el desarrollo de la crisis financiera internacional (crisis subprime) y

la desaceleracin de los motores del crecimiento mundial, liderados por China,

4

estaran introduciendo un nuevo ciclo recesivo que podra llevar a una fase de mayor

desempleo con su secuela de prdida de bienestar e inestabilidad social.

Todo esto lleva a plantear una evaluacin del desempleo en un nuevo contexto

dinmico internacional, su relacin con el crecimiento econmico nacional y el

probable impacto de la nueva estructura de los mercados laborales en el Per.

Dicho esto, la presente investigacin pretende entonces evaluar, disear y proponer

un modelo analtico para el desempleo en el Per con relacin a la evolucin del

ciclo econmico y las condiciones concretas del estado del mercado laboral post

ajuste estructural.

En segundo lugar, se pretende evaluar las fortalezas y debilidades del actual contexto

de desempeo del mercado laboral, como resultado de los ajustes al marco legal y de

los nuevos arreglos institucionales a partir de la dcada de los aos 2000.

Algunos antecedentes a la investigacin

Las propuestas de mejoramiento de la calidad y eficiencia del mercado laboral ha

sido un tema que se empez a desarrollar, incluso desde antes de la implementacin

del ajuste estructural de los aos noventa.

La moderna teora macroeconmica de los mercados laborales y su inter-relacin con

los modelos de la oferta agregada ha sido un complemento necesario a los esquemas

keynesianos de la primera mitad del siglo XX.

En todo caso, la presente investigacin tiene como antecedentes, entre otros, a los

siguientes trabajos:

a) Okun, A. (1962). Potential GNP: Its Measurement and Significance. Cowle

Fundation Paper 190, Yale University.

A partir de este estudio la Teora Macroeconmica dio un vuelco en el mbito del

anlisis de la produccin de medio plazo. Esto se debi al hecho de que, por lo

menos hasta la dcada de 1960, el marco de anlisis era fundamentalmente

5

keynesiano y cortoplacista y, por lo tanto, se centraba bsicamente en el anlisis

de la demanda.

Como resultado de ello, las propuestas de poltica econmica prcticamente no

establecan lmites al estmulo del gasto pblico y/o a la expansin monetaria,

bajo el supuesto implcito de que se podra reducir la tasa de desempleo sin

referencia alguna a alguna tasa desempleo de tipo estructural.

El argumento bsico de Okun era, entonces, que los niveles de desempleo

estructural deberan ser compatibles con cierto nivel de produccin potencial, en

torno al cual la economa debera fluctuar generando ciclos econmicos.

b) Hodrick, R. J., & Prescott, E. C. (1980). Post-War U.S. Business Cycles: An

Empirical Investigation. (Pistburg. Carnegie-Mellon. University & Nortwestern

University, Edits.) Discussion Papers 451, 29(1), 1-16.

Este trabajo corresponde a la posicin actual de la Teora Econmica frente al

tratamiento de los ciclos econmicos. Es decir, que ante la ausencia de una teora

definitiva sobre los ciclos econmicos, se acepta el establecimiento de una

medida de la produccin potencial, en torno a la cual fluctuara el PIB.

No obstante, la estimacin del PIB potencial requera de un procedimiento

robusto basado en tcnicas economtricas avanzadas. En este sentido, dos

investigadores del Banco de la Reserva Federal de Minnepolis, Robert Hodrick

y Edward Prescott, dieron origen en los aos ochenta a una metodologa que

poda medir al PIB de tendencia establecido por las nuevas escuelas pos-

keynesianas.

c) Blanchard, O., & Quash, D. (October 1988). The Dynamic Effects of Agregate

Demand and Supply Disturbances. Cambridge: NBER Working Paper #2737.

Con este estudio, se avanz en el anlisis de la correlacin dinmica entre el

desempleo y el ciclo econmico.

6

Este anlisis comprueba no solo la relacin inversa entre el ciclo del PIB y la tasa

de desempleo, sino tambin el impacto amortiguado en la fluctuacin del

desempleo con respecto a su nivel estructural.

Los modelos propuestos por Blanchard son precisamente los que se aceptan ms

ampliamente en trminos del anlisis de la oferta agregada y su respectivo ajuste

a lo largo del tiempo.

El Marco Conceptual:

El punto de partida, para determinar la produccin potencial y su relacin con cierta

tasa de desempleo estructural de medio plazo muestra, por lo menos dos grandes

vertientes de anlisis: (1) el anlisis econmico propiamente dicho y (2) el anlisis

del impacto del marco legal e institucional.

a) El anlisis econmico:

Segn Okun (1962), existe una slida relacin estadstica y bidireccional entre el

desempleo y el ciclo econmico. Esta relacin se denomin, posteriormente como la

Ley de Okun y estableca, para el caso de la economa estadounidense, que un punto

adicional de desempleo debera costar un 3% del PIB. La siguiente ecuacin muestra

una formalizacin preliminar de esta idea. Es decir:

= ( 1) 3 (1)

Donde:

= PIB del ao t

= PIB potencial

= Tasa de desempleo del ao t

= Coeficiente de ajuste produccin - desempleo

Puede observarse, tambin, la relacin inversa entre el cambio en la tasa de

desempleo y la brecha porcentual de la produccin con respecto a la potencial.

7

No obstante, segn Lee (2000) las relaciones economtricas ms estables, se basaran

en modelos lineales definidos por brechas (o gaps) de desempleo y produccin,

con respecto a sus niveles de tendencia. Es decir:

= 1( ) + (2)

Donde:

= Tasa de crecimiento del PIB en el ao t

= Tasa de crecimiento (de medio plazo) del PIB potencial

1 = Coeficiente de ajuste produccin desempleo

= Tasa de desempleo estructural de medio plazo (tasa natural)

= Error estocstico o aleatorio

Sin embargo, otra forma de analizar esta relacin se puede realizar evaluando el

impacto sobre la brecha de desempleo con respecto a la brecha del PIB. Es decir:

= ( ) + (3)

( ) =

=1

( ) = 0

=1

(4)

Desde el punto de vista economtrico, el modelo en cuestin podr re-expresarse

fcilmente como:

= 0 + 1 + (5)

Donde representa a la brecha de desempleo , 0 a y 1 a . Esto

tambin implica la necesidad de calcular la tasa de desempleo natural , as como a

la tasa de crecimiento tendencial del PIB potencial , aunque este ltimo valor se

puede deducir considerando que en esta regresin = 0

1.

En cuanto a la tasa de desempleo se deber cumplir, tambin, con la siguiente

relacin de estabilidad:

= 1 = ( ) + (6)

8

De modo que cuando = entonces = 1. Esto significar que cuando el

PIB crece a la tasa de tendencia, la tasa de desempleo debera mantenerse constante.

Por su parte, la tasa de crecimiento del PIB potencial podra confirmarse mediante

dos posibles tratamientos. El primero consistira en la determinacin de un valor

contante a lo largo del rango temporal de tendencia. Esto implicara que se debera

cumplir con la siguiente relacin:

= 0(1 + ) = 0

(7)

Por tanto, se tendr que:

(1 + ) =

1 + =

= 1 (8)

Pero para poder determinar el valor de , se podr optar por el siguiente

procedimiento de linealizacin economtrica:

= 0 + + (9)

Es decir:

= 0 + 1 + 1 = (10)

Grficamente, el comportamiento cclico del PIB se puede mostrar en torno a un

valor de tendencia que seguira una tasa constante . El ciclo, en s mismo,

correspondera a la brecha (gap) que equivaldra a la diferencia ( ), donde

representa al valor del PIB de tendencia proyectado mediante la funcin de la forma:

= 0(1 + ).

9

Grfico No. 1

Comportamiento cclico y de tendencia

El segundo tratamiento de medicin cclica puede realizarse mediante un

procedimiento emprico denominado filtro de Hodrick-Precott.

El filtro de Hodrick-Prescott es un mtodo desarrollado especialmente para extraer el

componente de tendencia de una serie temporal, propuesto en 1980 por Robert J.

Hodrick y Edward C. Prescott.

Este mtodo descompone la serie observada en un componente de tendencia y en

otro cclico. El ajuste de la sensibilidad de la tendencia a las fluctuaciones de la serie

en el corto plazo se obtiene mediante la modificacin de un multiplicador

denominado .

Actualmente, este filtro es una de las tcnicas de mayor utilizacin en los estudios

sobre los ciclos econmicos y sirve, bsicamente, para calcular la tendencia de una

serie de tiempo (como la que correspondera al PIB observado). Mediante este

procedimiento, se pueden obtener resultados ms consistentes con los datos

observados mediante otros mtodos.

Para formular un filtro de Hodrick-Prescott se debe trabajar con una serie modificada

del PIB que denominaremos , de la siguiente manera:

= = 1,2,3, , (11)

tA tB tC

_

10

Asimismo, se considera un valor de tendencia de la serie equivalente a , de tal

modo que:

( ) = 0

=1

(12)

Sobre esta base, la medida de las fluctuaciones cclicas de cada perodo estar dada

por = de tal modo que, dado un valor positivo adecuadamente

seleccionado, se podr determinar el componente tendencial resolviendo la siguiente

expresin:

( )2

=1

+ [(+1 ) ( 1)]2

1

=2

(13)

En este sentido, el primer trmino de la ecuacin representar a la suma de las

desviaciones de la serie, con respecto al valor de la tendencia al cuadrado, es decir el

componente cclico = . Sin embargo, el segundo trmino representa a la

suma de los cuadrados de las segundas diferencias de los componentes de la

tendencia, debidamente ponderada por un valor .

Este segundo trmino pondera las variaciones en el componente tendencial, de modo

que cuanto ms grande sea el valor de , ms alta ser la penalidad sobre la variacin

cclica. Asimismo, si bien la eleccin del coeficiente debera ser aleatoria, los

autores consideran que, para datos trimestrales, un valor del coeficiente = 1600

sera razonable, suponiendo que una perturbacin con efectos de 8 o ms aos

tendra un carcter permanente.

Del mismo modo, si las series fueran mensuales se podra utilizar = 14400 y para

series anuales, el valor recomendado sera = 100.

b) El anlisis del impacto del marco legal e institucional:

La reforma del mercado laboral peruano se inici, como en muchos pases de

Amrica Latina, desde inicios de la dcada de 1990 como resultado de la

11

implementacin de las medidas de Ajuste Estructural recomendadas por el Banco

Mundial.

Estas medidas mejoraron la eficiencia del mercado laboral y permitieron reducir los

costos empresariales y aumentar la rentabilidad de los negocios, estimulando nuevas

inversiones.

No obstante, desde inicio de la dcada de 2000, hubo cierta reversin en el marco

legal al implementarse nuevas normas favorables a los trabajadores formales

debidamente contratados, elevndose nuevamente los costos empresariales.

Desde un punto de vista econmico, esto podra haber alterado el comportamiento de

las relaciones economtricas anteriormente enunciadas, debido a probables

alteraciones en las brechas cclicas de la produccin y el desempleo. Evaluar este

impacto ser de utilidad para medir el efecto del marco normativo en la eficiencia del

mercado laboral peruano.

Una forma de realizar esta evaluacin podra consistir en una divisin de la serie

temporal de datos para hacer mediciones comparativas entre ambos perodos. No

obstante, este procedimiento reducira el rango de evaluacin a dos perodos

medianamente cortos.

La otra posibilidad de evaluacin podra consistir en la introduccin de una variable

de control tipo dummy en el conjunto de variables explicativas. En este sentido, la

relacin economtrica de la Ley de Okun podra transformarse del siguiente modo:

= 0 + 1 + 2 + (14)

Por lo tanto, cuando = se tendr que = 0 y = =

0+2

1.

En este caso, el valor que adoptar la variable de control podr ser de cero o uno

de acuerdo a si existe, durante el perodo t, el efecto cualitativo a estudiar. As por

ejemplo, durante los aos en que hubo una mayor flexibilidad en el mercado laboral

podra adoptar el valor de cero, de modo que = (0 1) mientras que

12

durante los aos de menor flexibilidad podra adoptar un valor igual a uno, de tal

modo que se tendra = (0 + 2) 1 .

El anlisis de la tendencia en la tasa de desempleo:

La Ley de Okun solo muestra la relacin inversa entre las brechas del ciclo

econmico y las brechas observadas en la tasa de desempleo. Sin embargo, una

pregunta plausible se refiere a la posibilidad de observar un comportamiento

tendencial en la tasa de desempleo en respuesta a la tasa en que crece el PIB en

trminos reales.

La relacin funcional que mostrara esta posibilidad podra establecerse del siguiente

modo:

(+1 ) ( 1) = 0 + 1 + (15)

: 2 = 0 + 1 + (16)

Es decir, que la segunda diferencia de la tasa de desempleo debera mostrar alguna

relacin con la tasa de crecimiento del PIB. En este aspecto, importara observar

tanto el signo del coeficiente 1 como el valor del coeficiente de determinacin 2.

Por qu hacer esta investigacin?

El anlisis de los problemas discutidos aqu reviste una clara importancia, debido a

que exige una revisin de la eficacia que, empricamente, han tenido las polticas

econmicas, dentro del contexto de cierto marco legal y de los arreglos

institucionales vigentes en el Per, en materia del mercado laboral.

Asimismo, la investigacin tambin implica evaluar los objetivos realmente

alcanzados por el llamado ajuste estructural, en trminos de la capacidad de

empleabilidad de los trabajadores y, particularmente, del impacto en la capacidad de

crecimiento del PIB.

13

Esto ltimo, cobra mayor importancia, porque la calidad de vida de la poblacin (y

los esfuerzos de la lucha contra la pobreza) dependen fuertemente de la

empleabilidad potencial de los trabajadores.

Finalmente, desde el punto de vista de la formulacin de propuestas, esta

investigacin puntualiza los aspectos en los que los modelos econmicos de empleo

y crecimiento permiten, realmente, proponer polticas que estimulen la eficiencia en

el mercado laboral y mantengan a la economa en una ruta de crecimiento sostenido.

Qu se pretende investigar aqu?

Este trabajo tiene como objetivo principal determinar si el ciclo econmico en el

Per ha afectado a la variacin de la tasa de desempleo. En este sentido, se debe

determinar si el ciclo econmico en el Per afecta al valor de la brecha de la tasa de

desempleo con respecto a su valor promedio de medio plazo.

La verificacin de dicha relacin debe evaluar los resultados observados en perodos

de entre 5 y 10 aos, que definimos como medio plazo. La investigacin tambin

pretende determinar si el arreglo institucional y el marco legal vigente en el Per han

afectado a la tasa de desempleo de ese medio plazo.

La verificacin de esta relacin debe evaluar, tambin, diferentes fases dentro del

perodo de anlisis establecido para el marco del trabajo. Por ltimo, se debe

determinar si la tasa de crecimiento del PIB ha afectado a la tendencia seguida por la

tasa de desempleo.

El desarrollo de este objetivo implicar prever si es posible, tambin, alterar el valor

de la tasa de desempleo a medio plazo. La verificacin de dicha capacidad debe

evaluar, tambin, las variables que podran considerarse para reducir el valor de la

tasa de desempleo a medio plazo.

Sobre esta base, el problema principal, y sus ramificaciones especficas pueden

formularse preguntndonos en qu medida el ciclo econmico en el Per afecta a la

variacin de la tasa de desempleo.

14

En este contexto nos preguntamos tambin: (1) si el ciclo econmico en el Per

afecta al valor de la tasa de desempleo, con respecto a su valor promedio de medio

plazo, (2) si el arreglo institucional y el marco legal vigente en el Per ha afectado al

valor de la tasa de desempleo de medio plazo y (3) si la tasa de crecimiento del PIB

ha afectado a la tendencia seguida por la tasa de desempleo.

Dada este reconocimiento de problemas, hemos formulado un conjunto de hiptesis

establecidas en los siguientes trminos:

1. El ciclo econmico en el Per, definido como la brecha entre la tasa de

crecimiento del PIB con respecto a la tasa de crecimiento de medio plazo, debe

afectar a la variacin de la tasa de desempleo entre el ao en curso y el ao

anterior.

Asimismo, este enunciado nos permite hacer otras afirmaciones ms especficas,

tales como:

2. El ciclo econmico en el Per, definido como la brecha entre la tasa de

crecimiento del PIB con respecto a la tasa de crecimiento de medio plazo, debe

afectar a la variacin de la tasa de desempleo en trminos de la brecha entre la

tasa de desempleo con respecto a su tasa natural.

3. El arreglo institucional y el marco legal vigente en el Per deben de haber

afectado a la tasa de desempleo de medio plazo, y

4. La tasa de crecimiento del PIB debe de haber afectado a la tendencia seguida por

la tasa de desempleo.

Resultados de la investigacin

Sobre la base de las series estadsticas consideradas en el Anexo de este trabajo, se

han aplicado las pruebas estadsticas y corridas economtricas pertinentes,

observando bsicamente lo siguiente:

El modelo de correlacin entre la variacin de la tasa de desempleo de Lima

Metropolitana y la tasa de crecimiento del PIB en el Per ha sido consistente con

lo que prev la Teora Econmica, particularmente en la Ley de Okun.

15

En trminos estructurales, la tasa de desempleo abierto de Lima Metropolitana ha

variado poco en respuesta a los cambios observados en el ciclo econmico.

Al parecer, los intentos de reformas en la legislacin laboral, aplicados desde la

dcada de 1990 (y luego en la dcada de los aos 2000), s provocaron cambios

significativos en el comportamiento del desempleo frente al ciclo econmico.

Para sustentar los hallazgos mencionados, debemos observar que la Ley de Okun

responde a un modelo dinmico que muestra la variacin de la tasa de desempleo con

respecto al ciclo econmico, definido como el cambio de la tasa de crecimiento del

PIB con respecto a la tasa de crecimiento tendencial (es decir, de pleno empleo).

No obstante, una aproximacin preliminar al modo cmo reacciona la tasa de

desempleo ante los cambios en el ciclo econmico puede considerar una relacin

inversa entre la desviacin de la tasa de desempleo ( ) vs. el ciclo del PIB

( ). Esta relacin puede observarse a travs del siguiente grfico:

Grfico 1

Esta relacin inversa se comprueba a lo largo de la serie de datos, considerada desde

1971, tal como se aprecia a continuacin:

16

Grfico 2

En este caso la serie PIB TENDPIB representa a la brecha del ciclo econmico,

mientras que la serie U UPROM representa a la brecha entre la tasa de desempleo

respecto de su nivel natural.

Esta comprobacin, si bien muestra el carcter inverso entre ambas variables no es

dinmica. En cambio, el modelo de Okun predice la tasa de desempleo, a partir de

una proyeccin del PIB, la tasa de desempleo del ao anterior y la produccin

potencial de medio plazo.

Siguiendo a Garavito (2012), el comportamiento de la ley de Okun responde a un

modelo basado en una funcin de produccin y una definicin de la tasa de

desempleo, tal como se aprecia en las siguientes relaciones funcionales:

= (17)

=

(18)

Donde:

Y = Producto Interno Bruto

u = Tasa de desempleo

A = Coeficiente de productividad

N = PEA ocupada

Nmax = PEA total

17

En este sentido, reemplazando la expresin (17) en la expresin (18) se tendr:

= 1

(19)

: = (

) = (

) [ ( + )]1 (20)

=

, =

=

(21)

En esto debe tenerse presente que la relacin + representa a los componentes

del crecimiento a medio plazo del PIB, es decir .

La relacin funcional de esta deduccin podr establecerse, entonces de la siguiente

manera:

= ( ) (22)

Donde se establece como un parmetro que depende de factores estructurales.

En este sentido, la expresin (22) se llev a una formulacin emprica para su

tratamiento economtrico de la siguiente manera:

= 1 = + (23)

: = 0 + 1 + (24)

La corrida del modelo permiti comprobar el comportamiento terico esperado. La

relacin entre la variacin del desempleo y la brecha del crecimiento del PIB result

ser inversa y el coeficiente de Okun (previsto por el valor de 1) result ser

negativo.

1 Esto se puede deducir de =

, : =

2, : = (

) [

]

Igualmente, si = , : = + = ()[ + ]

18

No obstante, el grado de ajuste fue estadsticamente bajo, tal como se aprecia en la

siguiente tabla:

Tabla 1

Per: resultados de la estimacin (*) de la Ley de Okun (1972 2013) Tasas de desempleo de referencia: Lima Metropolitana

Variable Dependiente: D1U

Mtodo: Mnimos Cuadrados

Fecha: 08/09/14 Hora: 18:00

Rango (ajustado): 1972 2013

Observaciones incluidas: 42 despus de los ajustes

Variable Coeficiente Error Std. t-Estad. Prob. Ho al 95%

C 0.315328 0.229127 1.376213 0.1764 No Signif.

GY -0.121806 0.036096 -3.37446 0.0017 Signif.

R-cuadrado 0.221593 Media var depend. -0.084601

R-cuadrado ajustado 0.202132 S.D. var dependiente 1.42274

S.E. de la regresin 1.27084 Criterio info Akaike 3.363681

Suma resid cuadrado 64.60136 Criterio Schwarz 3.446427

Log likelihood -68.6373 Criter. Hannan-Quinn 3.394011

F-estadstico 11.38698 Durbin-Watson 2.426916

Prob(F-estadstico) 0.001654 : Signif.

(*) Resultados basados en EViews Elaboracin propia

Donde D1U representa a nuestra variable , C al parmetro 0 y GY a nuestra

variable .

En cuanto a la aplicacin especfica del modelo basado en la Ley de Okun, debe

indicarse que su consistencia se ha podido comprobar con una significancia

estadstica al 95%.

No obstante, el parmetro de posicin no ha mostrado la misma fortaleza, debido

sobre todo a que el intervalo de confianza es muy amplio, permitiendo predicciones

desde tasas de crecimiento del PIB de un 2% anual hasta poco ms de un 6% anual.

El resultado de esto tambin parece reflejarse en el bajo valor del coeficiente de

determinacin (0.2), lo cual no necesariamente invalida al modelo, debido a que el

resto de pruebas economtricas han sido satisfactorias y los resultados

internacionales tambin muestran situaciones similares.

19

En este sentido, el grfico del modelo se presenta de la siguiente manera:

Grfico 3

De igual forma, el ajuste entre el modelo y los datos observados se puede apreciar a

travs de la siguiente grfica:

Grfico 4

-4

-2

0

2

4

-6

-4

-2

0

2

4

1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010

Brecha [eje izquierdo]

u - u(-1) Efectivo

u - u(-1) Ajustado

Modelo de Ley de Okun: Per 1971 - 2013

En este caso, la grfica muestra un razonable ajuste predictivo, aunque sin la

precisin que permitira un resultado con un coeficiente de determinacin ms alto.

De todos modos, el comportamiento de la brecha entre los datos observados y los

estimados por el modelo (residuos) permite comprobar la inexistencia de patrones de

20

comportamientos repetitivos o cclicos, lo que permite suponer la estacionariedad de

los mismos. Esto tambin se debe a la ausencia de autocorrelacin, tal como se puede

comprobar en la siguiente tabla de Durbin Watson:

Tabla 2 Tabla de Durbin - Watson para el modelo: = . .

Alfa = 0.05, k = 1, n = 42. Rango del modelo 1971 2013

Observaciones: dL dU DW Autocorrelacin

40

1.442 1.544

42

1.455 1.553 2.427 No

45

1.475 1.566

Elaboracin propia

Esta comprobacin tambin se complementa con la evaluacin de estacionariedad

de los residuos, tal como se aprecia en el test de Dickey - Fuller aumentado, en el

que se correlaciona la variable dependiente consigo misma, pero con un rezago de

un ao. Es decir: = (1).

Tabla 3 Test de Dickey Fuller aumentado (*): D1U =

Hiptesis Nula: D1U tiene una raz unitaria

Exgenas: No

Largo de holgura: 0 (Automtico - basado en SIC, mxima holgura = 9)

t-Estadstico Prob.** Ho al 95%

Test de Dickey-Fuller aumentado -7.510754 0.00000 Significativo

Test de valores crticos: Nivel: 1%

-2.622585

Nivel: 5%

-1.949097

Nivel: 10% -1.611824 (*)Resultados basados en EViews Elaboracin propia **MacKinnon (1996) p-valor de una cola

Como consecuencia del rechazo de la hiptesis nula (p-valor < 0.05) se llega a la

conclusin de la inexistencia de una raz unitaria y, por consecuencia, de un

comportamiento estacionario de los residuos, cumplindose con los supuestos

necesarios para la predictibilidad del modelo.

Otro de los aspectos relevantes resultante de los datos se refiere al comportamiento

del ciclo econmico. Esto se debe al hecho de que las tasas de crecimiento de medio

plazo se han acelerado en las ltimas dcadas (tal vez por la flexibilizacin de los

mercados y la captacin de nuevas tecnologas a travs de la inversin extranjera

21

directa (IED) y las nuevas relaciones comerciales establecidas por el pas, a partir de

la dcada de 1990).

Como resultado de ello, fue difcil trabajar con una tasa promedio constante en el

crecimiento del PIB.

En este sentido, el modelo geomtrico de la forma = 0(1 + ) no fue lo

suficientemente apropiado para definir la produccin potencial, sobre todo despus

del ao 2006. Esto se puede apreciar en el siguiente grfico:

Grfico 5

Por lo tanto, al utilizarse el Filtro de Hodrick Prescott como un mtodo alternativo

para estimar la tendencia del PIB, se observ no solo un mejor ajuste de la

produccin potencial, sino que tambin se observaron los efectos de diferentes

esquemas de crecimiento: el primero con un comportamiento claramente ineficiente

caracterizado por un crecimiento bajo y desacelerado y el segundo con un

comportamiento de fuerte y acelerado crecimiento.

El punto de inflexin entre ambos esquemas de crecimiento del PIB se ha observado

alrededor de 1992 y ha continuado hasta el presente, aunque con una prdida de

eficiencia desde el ao 2010 debido a una disminucin en la pendiente de la

trayectoria de medio plazo. La grfica que muestra de estos comportamientos se

presenta a continuacin:

22

Grfico 6

El impacto de la tendencia del PIB parece haber afectado tambin a la tasa natural de

desempleo, debido a que esta ha mostrado cambios a lo largo de la serie de tiempo,

observndose un punto de inflexin ms o menos en la misma fecha en la que se

observ el cambio en la produccin de tendencia. Este grfico se observa a

continuacin:

Grfico 7

Nota: La tasa de desempleo corresponde a Lima Metropolitana.

El hecho de que el punto de inflexin de las tendencias de Hodrick Prescott en el

PIB y en la tasa de desempleo de Lima Metropolitana coincidan en el tiempo,

sugerira un cambio estructural en el mercado de trabajo alrededor del ao de 1992.

23

Para observar esto, presentamos la aplicacin del test de Chow a la ecuacin de la

Ley de Okun, con referencia al perodo 1991 1993, comprobndose la existencia

del cambio estructural.

Tabla 4 Test de Cambio Estructural de Chow (*)

Test de Cambio Estructural de Chow: 1991 1993

Hiptesis Nula: No hay quiebres en los puntos especificados

Variacin de regresores: Todas las variables de la ecuacin

Rango de la Ecuacin: 1972 2013

F-estadstico 3.645657 Prob. F(4,36) 0.0136 Se rechaza

Ratio log likelihood 14.28375 Prob. Chi-Cuadrado(4) 0.0064 Se rechaza

Estadstico de Wald 14.58263 Prob. Chi-Cuadrado(4) 0.0056 Se rechaza

(*)Resultados basados en EViews Elaboracin propia

Cambio Estructural en 1992

Perodo aislado: 1992

Esto demuestra, en todo caso, que el cambio estructural no se produjo exactamente

en un punto, sino en un perodo apreciable de un ao (1992), cambiando la tendencia

en la Ley de Okun desde 1993.

En este sentido, puede decirse que el impacto de las reformas de flexibilizacin de

los mercados de los aos 90 s habra afectado a la tasa de desempleo natural, aunque

elevndola en vez de reducirla (por lo menos hasta los inicios de los aos 2000, para

despus empezar a disminuir realmente).

Para darle algn sentido a este proceso, podemos examinar esto a la luz del modelo

de la Curva de Phillips Friedman Phelps (o simplemente Curva de Phillips

modificada). De todos modos, si bien este modelo escapa a los alcances de la

presente investigacin podemos comentarlo brevemente.

Lo que evidencia este modelo, en todo caso, es una relacin entre la variacin de la

tasa de inflacin con la desviacin de la tasa de desempleo con respecto a su valor de

tendencia (o tasa natural). Esto se puede formular del siguiente modo:

1 = ( ) (25)

24

De acuerdo con este modelo, la variable 1 acta como un factor de inercia que

impide que la inflacin se reduzca inmediatamente mientras la tasa de desempleo se

mantenga alta. En este sentido, luego de la reduccin inicial de la hiperinflacin (a

inicios de los aos 90), se continu con la poltica de restriccin monetaria durante

toda la dcada en cuestin, mantenindose alta la tasa de desempleo.

Por tanto, cuando las tasas de inflacin cayeron a niveles cercanos a cero a inicios de

los aos 2000, recin la tasa de desempleo pudo empezar a bajar significativamente.

No obstante, tambin debe tenerse presente, que el programa de ajuste estructural

aplicado a principios de los aos 1990 vino aparejado de una significativa reduccin

del aparato estatal, lo que implic un perodo importante de despidos en el sector

pblico y formal de la economa.

Asimismo, tambin es posible que la aceleracin del crecimiento del PIB (desde

inicios de los aos 2000), alentado por el boom exportador derivado de la expansin

de la economa china, tambin haya propiciado una reduccin adicional en las tasas

de desempleo a partir de esa dcada.

Algunos hechos relevantes

Las pruebas estadsticas y las corridas economtricas desarrolladas, muestran un

conjunto de resultados que podemos especificar a continuacin:

1. La formulacin de la Ley de Okun para el Per en el perodo 1973 2013

(basada en las tasas de desempleo de Lima Metropolitana) se resume en la

ecuacin encontrada de la forma: = 0.315 0.122.

El modelo, en conjunto, es estadsticamente significativo al 95% de seguridad

estadstica, aunque el parmetro de posicin (intercepto) muestra un intervalo de

confianza bastante grande, lo que llevara a un rango grande en el valor probable

de la tasa de crecimiento del PIB a medio plazo.

Esto se explica por el notable cambio observado en la tendencia del PIB

mediante el Filtro de Hodrick Prescott, con la clara aceleracin del crecimiento

observada a partir de los aos 2000.

25

2. La evidencia emprica comprueba que, cuando la tasa de crecimiento del PIB se

haya en su nivel de tendencia, la tasa de desempleo se haya tambin en su nivel

natural. Asimismo, cuando se produce una brecha positiva entre la tasa de

crecimiento del PIB y su tendencia, la brecha entre la tasa de desempleo y su

nivel natural es negativa.

No obstante, si bien se ha verificado esta regularidad, tambin es cierto que la

correlacin entre estas variables ha sido relativamente baja, tal como se puede

apreciar en el siguiente grfico:

Grfico 8

Debe advertirse, en todo caso, que en la determinacin de las brechas, tanto de

las tasas de desempleo como en las tasas de crecimiento del PIB, se ha tomado

como base las tendencias calculadas mediante los respectivos Filtros de Hodrick

Prescott, lo que ha mejorado el anlisis de esta relacin.

3. De acuerdo con las observaciones del cambio en la tendencia, tanto del PIB

como de la tasa de desempleo natural, se puede deducir que los cambios en la

legislacin aplicados a partir de los aos 90 no facilitaron una reduccin

inmediata en la tasa de desempleo natural ni un aumento inmediato en la

produccin potencial. Ms aun, durante la dcada de los aos 90 la tasa de

desempleo natural se increment incluso ligeramente, para luego empezar a

reducirse, a partir de los aos 2000.

Los resultados del comportamiento de las tasas de desempleo se pueden resumir

en el siguiente cuadro:

26

Tabla 5 Comportamiento del desempleo 1991 - 2013

Valor

Rango 1971 1990

Observaciones 20

Promedio (%) 7.3

Coeficiente de variacin (%) 19.9

Rango 1991 2000

Observaciones 10

Promedio (%) 8.6


Rango 2001 2013

Observaciones 13

Promedio (%) 8.4


Fuente: Ministerio de Trabajo y Promocin del Empleo

Una de las posibles razones por las que el desempleo en el Per ha evolucionado

de un modo tan lento se debe a su misma naturaleza, dado que se explica con un

rezago en la formulacin de Okun. Esto es consistente con el escaso valor del

coeficiente del modelo ( 0.1218), en comparacin con otros pases.

Por otra parte, de acuerdo con Ball, Leigh, & Loungani (2013), el coeficiente de

Okun por pases es relativamente distinto, de acuerdo con la rigidez o

flexibilidad de los mercados laborales, as como por factores culturales.

El ranking de este coeficiente se puede observar a continuacin:

Grfico 9

27

En este caso, se observa que pases como Italia, Suiza, Japn y Austria tienen los

ms bajos coeficientes de Okun. De acuerdo con Blanchard O. (2012), por lo

menos Japn e Italia, se caracterizan por mantener restricciones legales elevadas

y una cultura empresarial comprometida con la seguridad del empleo.

En cambio, de acuerdo con Garavito (2012) las estimaciones para Amrica

Latina, en el perodo 1976-1986, muestran al Per como uno de los pases con

menor coeficiente de Okun, indicando con ello una baja reaccin del desempleo

ante cambios en el ciclo econmico. Esto se puede apreciar a continuacin:

Grfico 10

En este contexto, puede apreciarse que solamente Bolivia est debajo del Per

con un coeficiente de Okun de 0.08, mientras que para aquel perodo el Per

presentaba un valor de 0.1, muy cercano al valor hallado en este estudio.

Debe notarse, sin embargo, que el bajo valor del coeficiente de Okun en el Per

debe contrastarse con el hecho de que su mercado laboral tiene tambin un

carcter dual. Esto significa que, al lado del mercado formal caracterizado por

sus regulaciones y rigideces institucionales, existe un mercado informal

bsicamente libre de estas exigencias.

Esto puede ser la clave para explicar el alto componente de subempleo en la

Poblacin Econmicamente Activa, tal como se observa en la siguiente tabla:

28

Tabla 6

Per: tasa de Subempleo segn variables, 2007-2012

(En porcentaje)

2007 2008 2009 2010 2011 2012

Tasa de subempleo 1/ 48.4 43.3 40.5 37.4 34.2 30.2

Sexo

Hombre

45.9 40.0 36.0 32.5 30.4 27.0

Mujer

51.6 47.5 46.3 43.4 39.0 34.3

rea de residencia

Urbano

41.9 36.7 34.4 31.9 28.5 24.9

Rural 64.9 60.5 56.9 52.5 50.6 46.1

1/ Indica la proporcin de la oferta laboral cuya frmula es PEA subempleada/PEA.

Fuente: Ministerio de Trabajo y Promocin del Empleo

Esta estructura hace suponer, entonces, que la tasa de desempleo total del pas

debe ser, incluso, ms pequea que la de Lima Metropolitana debido, sobre todo,

a que parte de los desempleados del Sector Formal (y que en gran parte se

concentran en Lima) son absorbidos por la gran economa informal existente en

el pas.

4. En este caso, se ha podido comprobar la existencia de una relacin inversa entre

la tasa de desempleo (sin considerar su variacin entre un ao y el ao anterior)

y la tasa de crecimiento observada en el PIB real.

En la primera parte de este trabajo se haba adelantado parte de esta hiptesis,

aunque como brechas entre la tasa de desempleo y su tendencia (U UPROM)

frente a la brecha entre la produccin y su tendencia (PIB TENDPIB). No

obstante, la relacin negativa entre estas series de datos tambin se comprueba

(aunque con bajo coeficiente de correlacin) entre las variables de desempleo y

produccin, tal como se observa en el siguiente cuadro:

Grfico 11

29

Al respecto, si bien se observa que ambas series de datos se despliegan de modo

inverso, tambin es cierto que el comportamiento de la tasa de desempleo es

mucho ms estable que la tasa de crecimiento del PIB, tal como se desprende del

modelo de Okun. No obstante, el coeficiente de correlacin es claramente bajo

como se demuestra en la siguiente tabla:

Tabla 7 Coeficientes de correlacin de las principales variables

del modelo de Okun aplicado al Per

gy gy - gyprom u u - u(-1)

gy 1 1 -0.12448717 -0.47041451

gy - gyprom 1 1 -0.12448717 -0.47041451

u -0.12448717 -0.12448717 1 0.52264273

u - u(-1) -0.47041451 -0.47041451 0.52264273 1

Elaboracin propia

Adems de lo evaluado aqu, hemos considerado tambin informacin relacionada

con el comportamiento de la Ley de Okun a nivel internacional, adems de la

estructura del mercado de trabajo en el Per, con los impactos sobre la tasa de

desempleo y el papel desempeado por el sub-empleo.

Sobre esta base, se ha observado bsicamente lo siguiente:

El modelo de Okun es tanto ms estable (con un mayor coeficiente de

determinacin) cuanto mayor es el coeficiente de Okun (en valor absoluto). Esto

demuestra que cuando los pases reaccionan levemente en sus tasas de

desempleo, la correlacin con la variacin del PIB tambin es menor.

Del mismo modo, en los casos de los pases que reaccionan fuertemente en sus

tasas de desempleo, la correlacin con la variacin del PIB tambin es mayor.

Un coeficiente de Okun bajo muestra una economa con un mercado de trabajo

rgido y una tasa de desempleo natural relativamente alta, pero tambin un mayor

riesgo de observar desempleos elevados cuando el PIB entra en recesin.

En el Per, la presencia del sector informal reduce la tasa de desempleo natural y

acta como vlvula de escape del sector formal. En cambio, el bajo coeficiente

de Okun podra ser consecuencia de la presencia de un sector formal que

rigidiza al mercado laboral.

30

Un esquema grfico que muestra cmo se estara comportando el mercado de trabajo

en el Per es como el que se presenta a continuacin:

Grfico 12

Comportamiento del Mercado de Trabajo en el Per

En este caso, la rigidez en el mercado laboral formal se produce a travs de dos

vas: (1) la presencia de un salario mnimo que afecta, sobre todo, a los sectores de

baja productividad y a los sectores juveniles y (2) los denominados sobre costos

laborales, que involucran a los costos de contratacin, los costos de despido, la

sobre carga normativa y, en algn sentido, a los beneficios sociales de los

trabajadores. Debe tenerse presente que, en su mayor parte, estos sobre costos

tienen un carcter ms o menos fijo, debido a que no estn directamente relacionados

al valor del salario, lo que implicara un valor relativamente constante y que se

aprecia en el rectngulo wMIN wr A A.

En este sentido, el desempleo en el Sector Formal se aprecia en la brecha LS LD,

mientras que el desempleo aportado por los llamados sobre costos respondera a la

brecha LD LD.

Por su parte, el desempleo en el Sector Formal desplazar a trabajadores potenciales

que no han sido contratados hacia el Sector Informal. No obstante, este sector, no

suele pagar salarios mnimos ni asume a los llamados sobre costos laborales.

31

El resultado de esto es que el Sector Informal termina pagando salarios muy bajos y

su tasa de desempleo se restringe, tan solo, a un comportamiento friccional. Esto se

debe a que, en ausencia de otras distorsiones, el desempleo en este sector se explica

por una asimetra de informacin con respecto de los salarios a los que podra aspirar

una persona desocupada. Por lo tanto, habr desempleo en el Sector Informal

bsicamente porque los trabajadores potenciales todava querrn evaluar su

verdadero costo de oportunidad en el mercado.

Estos aspectos de carcter microeconmico, sin embargo se complementan de

manera muy interesante con otras evidencias de carcter macroeconmico y de

naturaleza dinmica. As por ejemplo, segn Ball & Loungani (2013), el

comportamiento del coeficiente de Okun es mucho ms fuerte cuanto mayor es la

reaccin del desempleo ante los cambios en el ciclo econmico.

Esto indicara que un mercado laboral que reacciona rpidamente ante las variaciones

del PIB permite tambin una absorcin ms rpida y estable de los mercados ante los

cambios del PIB, facilitando las recuperaciones de la economa en torno a la

tendencia de medio plazo. Por su parte, si los mercados laborales son ms rgidos, las

variaciones del PIB podran durar ms tiempo (o ser ms difciles de estabilizar)

creando distorsiones ms duraderas en el ciclo econmico.

Las implicaciones en la poltica econmica pueden ser entonces importantes: si el

coeficiente de Okun (en valor absoluto) es alto, no se producirn demasiados

problemas si los gobiernos deciden aplicar polticas de salarios mnimos,

protecciones y beneficios sociales diversos a los trabajadores. No obstante, si el

coeficiente de Okun es ms bien bajo, este tipo de polticas podra crear efectos

indeseados al impedir una rpida estabilizacin del PIB a lo largo del ciclo.

Por otra parte, la evidencia emprica muestra que entre 1980 y 2011 los valores

absolutos del coeficiente de Okun han sido muy variados entre los pases

industrializados. Esto implicara que no todos estos pases convergen en una

estructura similar de sus mercados laborales y que las capacidades de reaccin de sus

economas, ante las polticas de estabilizacin, son distintas.

32

Los datos relacionados con el valor de los coeficientes de Okun, los coeficientes de

determinacin de los modelos y los tamaos de las respectivas economas pueden

apreciarse a travs del siguiente cuadro:

Tabla 8 Comportamiento del coeficiente de Okun en los pases industrializados

(1980 2011)

Valor Absoluto de R2 Ajustado

PIB

(Trillones US$)

Alemania 0.367 0.508 3.6

Australia 0.536 0.797 1.6

Austria 0.136 0.213 0.4

Blgica 0.511 0.543 0.5

Canad 0.432 0.805 1.8

Dinamarca 0.434 0.724 0.3

Espaa 0.852 0.899 1.4

Estados Unidos 0.454 0.821 16.8

Finlandia 0.504 0.770 0.3

Holanda 0.511 0.617 0.8

Irlanda 0.406 0.766 0.2

Italia 0.254 0.292 2.1

Japn 0.152 0.654 4.9

Nueva Zelanda 0.341 0.594 0.2

Noruega 0.294 0.617 0.5

Portugal 0.268 0.615 0.2

Reino Unido 0.343 0.595 2.5

Suecia 0.524 0.619 0.6

Suiza 0.234 0.439 0.7

Fuente: Ball & Loungani, Okun's Law: Fit at Fifty?, 2013.

De acuerdo con esta informacin, puede percibirse que existe una relacin

directamente proporcional entre el valor absoluto del coeficiente de Okun () y el

coeficiente de determinacin (R2) del modelo.

Esta relacin puede apreciarse mejor a travs de un diagrama de burbujas, en donde

en el eje vertical se muestra el coeficiente de determinacin (entre cero y uno), en el

eje horizontal el valor absoluto del coeficiente de Okun (entre cero y uno) y donde

cada burbuja representa el tamao de cada economa con relacin al valor de PIB, en

trillones de US$.

Dicho grfico de burbujas puede observarse a continuacin:

33

Grfico 13

De esto se desprende que pases como Espaa o Australia podran mostrar una mayor

flexibilidad en el ajuste de sus economas ante los ciclos econmicos. Sin embargo,

estos dos pases resultan ser muy diferentes, sobre todo en lo concerniente a sus

capacidades de aplicacin de polticas estabilizadoras.

En el caso de Espaa, por ejemplo, la tasa de endeudamiento del Gobierno Central

alcanza un 67.6% sobre su PIB, mientras que Australia solo un 40.5%. Como

consecuencia, mientras Espaa ha llegado a registrar una tasa de desempleo de

25.2% como resultado de la suma de la crisis sub-prime y la crisis de deuda pblica,

Australia solo ha llegado a una tasa de 5.2%2.

En este mismo sentido, se puede analizar el caso de los Estados Unidos. Este pas ha

acumulado una deuda pblica del 93.8% y una tasa de desempleo del 8.1% (con

relacin a una tasa natural de 6.5%), lo que debilita las posibilidades reactivadoras de

una poltica fiscal expansiva. No obstante, con tasas de referencia de la Fed muy

cercanas a cero tambin es poco lo que puede hacer la Reserva Federal.

2 Cifras del Banco Mundial actualizadas al ao 2012.

34

Todos estos pases mantienen coeficientes de Okun (y coeficientes de determinacin)

relativamente altos, pero otros pases como Austria y Japn han terminado

beneficindose, de algn modo, de los bajos coeficientes de esta relacin.

As por ejemplo, si bien Austria tiene poco margen para manipular su poltica fiscal

para acelerar su PIB debido a su alta tasa de endeudamiento pblico (81.1% del PIB),

desde el punto de vista del desempleo es poco el impacto que ha sufrido como

resultado de esta ltima crisis financiera ya que muestra una tasa de desempleo de

solo 4.3%.

Por su parte, Japn, con una tasa de deuda gubernamental de 196.5% del PIB

tambin muestra una tasa de desempleo muy reducida del 4.3%.

Al parecer, el problema de estos pases no es el desempleo, pero s el del

crecimiento, debido a que estn claramente estancados y las polticas estabilizadoras,

de tipo keynesiano, no surten ningn efecto (ambos pases crecen en promedio a un

1% anual).

El caso peruano nuevamente

Los hallazgos efectuados para los pases industrializados concuerdan

esquemticamente tambin con el caso peruano. As por ejemplo el modelo de Okun,

con datos del desempleo de Lima Metropolitana y tasas de crecimiento del PIB real,

muestra tanto un bajo coeficiente de Okun en valor absoluto (0.122) y un bajo

coeficiente de determinacin ajustado (0.202), considerando un rango de datos entre

1971 y 2013.

Del mismo modo con un modelo de Okun, con datos de desempleo nacional muestra,

igualmente, un bajo coeficiente de Okun en valor absoluto (0.103) asociado a un bajo

coeficiente de determinacin ajustado (0.122), pero con rango de datos entre 1991 y

2012.

Debe anotarse que, si bien el segundo modelo no es economtricamente significativo

(con un valor p, del estadstico F, de 0.067 > 0.05), no dejar de ser importante que

los resultados de ambos modelos sean muy parecidos salvo por el hecho de que, en el

35

segundo modelo, la tasa de crecimiento de medio plazo del PIB es ms alta que en el

primero (4.3% frente a 2.6% anual). Esto, en todo caso, se debera a que en el

segundo modelo solo se incorporan los perodos en los que la economa peruana se

recuper del estancamiento de los aos setenta y ochenta para empezar a mostrar un

claro crecimiento de la produccin.

Grfico 14

La comparacin de las tasas de desempleo de Lima Metropolitana con las de nivel

nacional se puede observar, claramente, en el siguiente grfico:

Grfico 15

36

Lamentablemente no existe una informacin ms larga sobre la tasa de desempleo, a

nivel nacional, que permita contar con modelo lo suficientemente predictivo. No

obstante, se pueden observar algunos aspectos importantes a partir de estos datos:

a. La tasa de desempleo a nivel nacional es sistemticamente menor que la de Lima

Metropolitana, y

b. Existe una relacin directa entre ambas variables, ya que su coeficiente de

correlacin es de +0.473.

En este sentido, el modelo de Okun basado en las tasas de desempleo nacionales

muestra los siguientes resultados, tal como se aprecia en la siguiente tabla:

Tabla 9 Modelo de Okun en el Per basado en tasas de desempleo nacionales (*)

Variable Dependiente: D1UP

Mtodo: Mnimos Cuadrados

Fecha: 22/10/14 Hora: 12:54

Rango (ajustado): 1992 2012

Observaciones incluidas: 21 despus de los ajustes


C 0.442966 0.325802 1.359616 0.1899 No Signif.

GY -0.103339 0.053160 -1.943937 0.0669 No Signif.

R-cuadrado 0.165894 Media var depend. -0.076190

R-cuadrado ajustado 0.121994 S.D. var dependiente 0.912636

S.E. de la regresin 0.855158 Criterio info Akaike 2.615332

Suma resid cuadrado 13.894610 Criterio Schwarz 2.714810

Log likelihood -25.460980 Criter. Hannan-Quinn 2.636921

F-estadstico 3.778891 Durbin-Watson 2.807650

Prob(F-estadstico) 0.066863 : No Signif.

(*) Resultados basados en EViews Elaboracin propia

Estos resultados sugieren tambin que existe una estructura dual del mercado laboral

que se caracteriza por los siguientes aspectos:

a. La tasa de desempleo del sector formal (que se concentra en Lima

Metropolitana) es ms alta que en el sector informal, y

b. La tasa de desempleo de Lima Metropolitana es ms estable que la de nivel

nacional dentro del mismo rango de datos entre 1991 a 2012 (lo que se

37

demuestra porque el coeficiente de variacin para Lima Metropolitana es de

0.096 mientras que a nivel nacional es de 0.188).

Puede apreciarse, tambin, que el bajo coeficiente de Okun en la economa peruana,

en cualquiera de los dos modelos analizados en esta investigacin, est asociado a

una posible rigidez del mercado laboral (a pesar de que el coeficiente en cuestin es

ligeramente ms bajo cuando se toma como referencia la tasa de desempleo del

conjunto nacional). De todos modos, esto sugerira tambin la formacin de una

interaccin entre el sector formal y el informal.

As por ejemplo, cuando el desempleo se profundiza en el sector formal, el sector

informal podra empezar a absorber a la fuerza laboral sobrante (a menores salarios,

por cierto) estabilizando as al sector formal. Esto tambin podra ser la causa del alto

porcentaje de la PEA en situacin de subempleo, que se caracteriza por aquella

situacin en la que los trabajadores desempleados se ven forzados a tomar trabajos

menores en los que, generalmente, se gana poco.

Diferencias del caso peruano con el de los pases industrializados

Mientras que en Estados Unidos y Europa el desempleo se increment por efectos de

la crisis financiera sub-prime y luego por los efectos de sus respectivas crisis fiscales

que limitaron las posibilidades de la expansin del gasto pblico, en el Per la

situacin ha sido distinta.

Mientras permaneca el crecimiento de China (y sus cuantiosas importaciones de

minerales) las exportaciones peruanas mantuvieron el crecimiento varios aos

despus de la crisis sub-prime de 2008 y 2009.

No obstante, este relativo desacople de las economas industrializadas (que se

encontraban en recesin) no dur mucho tiempo. A la prdida de confianza de los

consumidores e inversionistas, debido a factores internos, se sum la desaceleracin

del crecimiento chino y, si bien no haba excesivas restricciones fiscales para

reactivar la economa bajo esquemas keynesianos (la tasa de deuda del Gobierno

central con respecto al PIB lleg a poco ms de 19% en 2012), la preocupacin de las

autoridades no fue excesiva debido a que la tasa de desempleo ha sido relativamente

38

estable y ms bien haba tendido a bajar tanto en Lima Metropolitana como a nivel

nacional (6.8% y 3.7% respectivamente en 2012), como resultado de la inercia en la

expansin del PIB registrada hasta 2013.

El problema de economa peruana (en los ltimos aos sobre todo) no ha sido el alto

desempleo sino una tendencia (lenta y segura) de desaceleracin del PIB. Como

consecuencia, las posibilidades de aumentar el ingreso per cpita se han diluido

ltimamente, adems de comprometer los avances en la disminucin de la pobreza.

Eleccin de modelos

Como se mencion anteriormente, el modelo de Ley de Okun para la economa

peruana con tasas de desempleo nacionales, si bien sera recomendable por su mayor

alcance, carece de datos suficientes para fines de prediccin.

Este modelo tambin muestra un menor coeficiente de determinacin que el modelo

basado en las tasas de desempleo de Lima Metropolitana. Asimismo, las pruebas de

significancia de los parmetros son de menor calidad que las del modelo inicial,

basado solo en el desempleo de Lima Metropolitana.

Por estas razones, y para fines predictivos, consideraremos pertinente el uso del

primer modelo basado en el desempleo de Lima Metropolitana, pero teniendo en

cuenta que debido a que el parmetro de posicin mantiene un intervalo de confianza

relativamente grande, al despejarse la tasa de crecimiento del PIB de medio plazo

sta puede ajustarse hasta un valor de 6% anual (lo que es compatible con las tasas

de crecimiento observadas desde 2006).

No obstante, tomando en cuenta el modelo diseado y considerando una tasa de

crecimiento del PIB a medio plazo de 6% anual, un crecimiento esperado para 2014

de 3% y una tasa de desempleo en Lima Metropolitana (LM) de 6%, se esperara que

la tasa de desempleo para 2014 ascienda a un valor de solo 6.4%.

39

Tabla 10 Tasa estimada de desempleo para el ao t [ ut ]

Supuesto: Crecimiento Promedio del PIB a Medio Plazo (6%)

Tasa de crecimiento del PIB, observada en el presente ao gy

-2.0 -1.0 0.0 1.0 2.0 3.0 4.0 5.0 6.0 7.0

Tasa de

desempleo de

LM,

observada en

el ao anterior

[ ut-1 ]

4.5 5.5 5.4 5.2 5.1 5.0 4.9 4.7 4.6 4.5 4.4

5.0 6.0 5.9 5.7 5.6 5.5 5.4 5.2 5.1 5.0 4.9

5.5 6.5 6.4 6.2 6.1 6.0 5.9 5.7 5.6 5.5 5.4

6.0 7.0 6.9 6.7 6.6 6.5 6.4 6.2 6.1 6.0 5.9

6.5 7.5 7.4 7.2 7.1 7.0 6.9 6.7 6.6 6.5 6.4

7.0 8.0 7.9 7.7 7.6 7.5 7.4 7.2 7.1 7.0 6.9

7.5 8.5 8.4 8.2 8.1 8.0 7.9 7.7 7.6 7.5 7.4

En cambio, si bien el modelo de Okun a nivel nacional no es muy confiable,

podremos considerar para fines comparativos los resultados esperados considerando

una tasa de crecimiento del PIB a medio plazo de 6% anual, un crecimiento esperado

para 2014 de 3% y una tasa de desempleo nacional en 3%, se esperara que la tasa de

desempleo nacional para 2014 ascienda a un valor de solo 3.3%.

Tabla 11 Tasa estimada de desempleo para el ao t [ ut ]

Supuesto: Crecimiento Promedio del PIB a Medio Plazo (6%)

Tasa de crecimiento del PIB, observada en el presente ao gy

-2.0 -1.0 0.0 1.0 2.0 3.0 4.0 5.0 6.0 7.0

Tasa de

desempleo

nacional,

observada en

el ao anterior

[ ut-1 ]

2.0 2.8 2.7 2.6 2.5 2.4 2.3 2.2 2.1 2.0 1.9

2.5 3.3 3.2 3.1 3.0 2.9 2.8 2.7 2.6 2.5 2.4

3.0 3.8 3.7 3.6 3.5 3.4 3.3 3.2 3.1 3.0 2.9

3.5 4.3 4.2 4.1 4.0 3.9 3.8 3.7 3.6 3.5 3.4

4.0 4.8 4.7 4.6 4.5 4.4 4.3 4.2 4.1 4.0 3.9

4.5 5.3 5.2 5.1 5.0 4.9 4.8 4.7 4.6 4.5 4.4

5.0 5.8 5.7 5.6 5.5 5.4 5.3 5.2 5.1 5.0 4.9

Como se puede apreciar, los cambios en la tasa de desempleo no son significativos

en el Per. Las razones se han discutido a lo largo de este avance de investigacin,

aunque se puede apreciar que una desaceleracin en el crecimiento del PIB induce a

cierto aumento de esta variable.

Como tal, puede considerarse que el verdadero problema en el mercado laboral

peruano no es el desempleo como resultado de un bajo crecimiento de la economa,

sino la sostenibilidad del crecimiento, como variable principal para lograr el aumento

en el nivel de vida, y mantener un combate efectivo a la pobreza.

40

Otro de los temas fundamentales que se desprende de este anlisis es que el

desempleo urbano, y particularmente el de Lima Metropolitana, es mayor que el del

resto de la economa (que en su mayor parte se encuentra informalizada). Esto nos

sugiere que la economa formal sufre de distorsiones en el mercado laboral que

deberan combatirse flexibilizando y/o estimulando la contratacin de nuevos

trabajadores, lo que tal vez se lograra como parte de una estrategia de incorporacin

de la pequea y mediana empresa al mundo formal. No obstante, esto excede al

alcance de la presente investigacin, aunque las reflexiones al respecto no dejan de

ser importantes.

41

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43

ANEXOS

A. Tasas de desempleo de Lima Metropolitana y a nivel nacional, asociadas al crecimiento del

PIB en el Per.

Ao

Tasa de desempleo de

Lima Metropolitana

Tasa de desempleo

nacional

Tasa de crecimiento

del PIB

1971 9.5 n.d. 4.5 1972 7.6 n.d. 3.4 1973 5.0 n.d. 6.5 1974 6.5 n.d. 8.8 1975 7.4 n.d. 4.4 1976 6.5 n.d. 1.2 1977 8.5 n.d. 0.6 1978 8.0 n.d. -3.8 1979 6.5 n.d. 2.0 1980 7.1 n.d. 7.7 1981 6.8 n.d. 5.5 1982 6.6 n.d. -0.3 1983 9.0 n.d. -9.3 1984 8.9 n.d. 3.8 1985 10.1 n.d. 2.1 1986 5.3 n.d. 12.1 1987 4.8 n.d. 7.7 1988 6.5 n.d. -9.4 1989 7.9 n.d. -13.4 1990 8.3 n.d. -5.1 1991 5.9 5.3 2.1 1992 9.4 6.2 -0.4 1993 9.9 7.1 4.8 1994 8.8 4.8 12.8 1995 8.2 4.4 8.6 1996 8.0 5.6 2.5 1997 9.2 4.9 6.8 1998 8.5 4.8 -0.7 1999 9.2 4.7 0.9 2000 8.5 5.8 2.9 2001 9.3 4.3 0.2 2002 9.4 5.3 4.9 2003 9.4 6.4 4.0 2004 9.4 5.2 4.8 2005 9.6 5.2 6.3 2006 8.5 4.6 7.5 2007 8.4 4.7 8.5 2008 8.4 4.6 9.1 2009 8.4 4.5 1.0 2010 7.9 4.1 8.5 2011 7.7 4.0 6.5 2012 6.8 3.7 6.0 2013 5.9 n.d. 5.8

44

B. Principales Pruebas Economtricas en EViews

Test de Heteroscedasticidad: White

F-estadstico 0.669426 Prob. F(2,39) 0.5178

Obs*R-cuadrado 1.393986 Prob. Chi-Cuadrado(2) 0.4981 Scaled explained SS 1.93716 Prob. Chi-Cuadrado(2) 0.3796

Test de la Ecuacin: Variable Dependiente: RESID^2

Mtodo: Mnimos Cuadrados Fecha: 11/09/14 Hora: 13:35 Rango: 1972 2013

Observaciones incluidas: 42


C 1.054941 0.614787 1.715946 0.0941 No Signif.

GY^2 0.006378 0.009715 0.656487 0.5154 No Signif.

GY 0.068892 0.078477 0.877871 0.3854 No Signif.

R-cuadrado 0.03319 Media var depend. 1.538128 R-cuadrado Ajustado -0.01639 S.D. var dependiente 2.725103 S.E. de la regresin 2.747345 Criterio info Akaike 4.927896 Suma resid cuadrado 294.3682 Criterio Schwarz 5.052015 Log likelihood -100.4858 Criter. Hannan-Quinn 4.973391 F-estadstico 0.669426 Durbin-Watson 1.505764 Prob(F-estadstico) 0.517787 : No Signif.

45

Variable Dependiente: D1U Mtodo: Mnimos Cuadrados Fecha: 11/09/14 Hora: 13:39 Rango (ajustado): 1972 2013 Observaciones incluidas: 42 despus de los ajustes

Consistencia de heteroscedasticidad de White, errores estndar y covarianza


C 0.315328 0.200433 1.573239 0.1235 No Signif.

GY -0.121806 0.035942 -3.38895 0.0016 Signif.

R-cuadrado 0.221593 Media var depend. -0.084601 R-cuadrado Ajustado 0.202132 S.D. var dependiente 1.42274 S.E. de la regresin 1.27084 Criterio info Akaike 3.363681 Suma resid cuadrado 64.60136 Criterio Schwarz 3.446427 Log likelihood -68.6373 Criter. Hannan-Quinn 3.394011 F-estadstico 11.38698 Durbin-Watson 2.426916 Prob(F-estadstico) 0.001654 Wald F-estadstico 11.48498 Prob(Wald F-estadstico) 0.001588 : Signif.

Tabla de Durbin - Watson Alfa = 0.05

k = 1

Observaciones dL dU DW Autocorrel.

40

1.442 1.544 42 1.455 1.553 2.427 No

45 1.475 1.566

Hiptesis Nula: GY tiene una raz unitaria Exgenas: No


t-

Estadstico Prob.* Ho al 95%

Test de Dickey-Fuller aumentado -3.201176 0.002600 Signif.


-2.621185

Nivel: 5%

-1.948886 Nivel: 10% -1.611932

*MacKinnon (1996) p-valor de una cola

46

Test de Ecuacin de Dickey-Fuller Aumentado Variable Dependiente: D(GY)

Mtodo: Mnimos Cuadrados Fecha: 10/10/14 Hora: 18:49 Rango (ajustado): 1972 2013 Observaciones incluidas: 42 despus de los ajustes


GY(-1) -0.403872 0.126163 -3.201176 0.002600 Signif.

R-cuadrado 0.199938 Media var depend. 0.030952 R-cuadrado Ajustado 0.199938 S.D. var dependiente 5.779421 S.E. de la regresin 5.169471 Criterio info Akaike 6.146939 Suma resid cuadrado 1095.661 Criterio Schwarz 6.188313 Log likelihood -128.0857 Criter. Hannan-Quinn 6.162104 Durbin-Watson 1.824876 Autocorrelacin: No

Hiptesis Nula: D1U tiene una raz unitaria Exgenas: No


t-Estadstico Prob.* Ho al 95%

Test de Dickey-Fuller aumentado -7.510754 0.000000 Signif.


-2.622585

Nivel: 5%

-1.949097

Nivel: 10% -

1.611824

*MacKinnon (1996) p-valor de una cola

Test de Ecuacin de Dickey-Fuller Aumentado Variable Dependiente: D(D1U)

Mtodo: Mnimos Cuadrados Fecha: 10/10/14 Hora: 19:15 Rango (ajustado): 1973 2013 Observaciones incluidas: 41 despus de los ajustes


D1U(-1) -1.152493 0.153446 -7.510754 0.000000 Signif.

R-cuadrado 0.585052 Mean dependent var 0.02555 R-cuadrado Ajustado 0.585052 S.D. dependent var 2.164501 S.E. de la regresin 1.394295 Akaike info criterion 3.526742 Suma resid cuadrado 77.76232 Schwarz criterion 3.568537 Log likelihood -71.29822 Hannan-Quinn criter. 3.541962 Durbin-Watson 2.102234 Autocorrelacin: No

47

Variable Dependiente: D1U Mtodo: Mnimos Cuadrados Fecha: 24/09/14 Hora: 11:32 Rango: 1992 2013

Observaciones incluidas: 22


C 0.681026 0.340866 1.997929 0.0595 No Signif.

GY -0.134194 0.05575 -2.407071 0.0259 Signif.

R-cuadrado 0.224626 Media var depend. 0.002125 R-cuadrado ajustado 0.185857 S.D. var dependiente 0.995041 S.E. de la regresin 0.897824 Criterio info Akaike 2.708823 Suma resid cuadrado 16.12176 Criterio Schwarz 2.808008 Log likelihood -27.79705 Criter. Hannan-Quinn 2.732188 F-estadstico 5.793989 Durbin-Watson 1.751956 Prob(F-estadstico) 0.025861 : Signif.

Tabla de Durbin - Watson Alfa = 0.05 k = 1

Observaciones dL dU DW Autocorrel.

21

1.221 1.420 22 1.239 1.429 1.752 No

23 1.257 1.437

Intervalos de Confianza de los Coeficientes Fecha: 09/09/14 Hora: 11:56

Rango: 1971 2013 Observaciones incluidas: 42

IC 90% IC 95% IC 99%

Variab. Coef. Bajo Alto Bajo Alto Bajo Alto

C 0.315328 -0.070488 0.701145 -0.147756 0.778412 -0.304338 0.934994

GY -0.121806 -0.182587 -0.061025 -0.19476 -0.048852 -0.219427 -0.024185

48

Intervalos de Confianza de los Coeficientes Fecha: 25/11/14 Hora: 18:57

Rango: 1992 2013 Observaciones incluidas: 22

IC 90% IC 95% IC 99%

Variab. Coef. Bajo Alto Bajo Alto Bajo Alto

C 0.681026 0.093128 1.268924 -0.030008 1.39206 -0.288853 1.650905

GY -0.134194 -0.230348 -0.038041 -0.250487 -0.017902 -0.292822 0.024434

Test de Wald: Ecuacin: EQ02_LEY_OKUN2

Test Estadstico Valor gl Probabilidad Hiptesis Nula

F-estadstico 5.786555 (2, 40) 0.0062 Se rechaza

Chi-cuadrado 11.57311 2 0.0031 Se rechaza

Hiptesis Nula: C(1) = C(2) = 0 Resumen de la Hiptesis Nula:

Restriccin Normalizada (= 0) Valor Error Estndar

C(1)

0.315328 0.229127 C(2)

-0.121806 0.036096

Las restricciones son lineales en los coeficientes.



t-estadstico -1.813436 40 0.0773 Se acepta

F-estadstico 3.288548 (1, 40) 0.0773 Se acepta

Chi-cuadrado 3.288548 1 0.0698 Se acepta

Hiptesis Nula: C(1) = 0.730836

GY Prom (%) = 6.00

Resumen de la Hiptesis Nula:


-0.730836 + C(1)

-0.415508 0.229127 Las restricciones son lineales en los coeficientes.

49

Test de Wald: Eucacin: EQ02_LEY_OKUN2


t-estadstico -1.281827 40 0.2073 Se acepta

F-estadstico 1.643082 (1, 40) 0.2073 Se acepta

Chi-cuadrado 1.643082 1 0.1999 Se acepta

Hiptesis Nula: C(1) = 0.60903

GY Prom (%) = 5.00



-0.60903 + C(1)




t-estadstico -2.345044 40 0.0241 Se rechaza

F-estadstico 5.49923 (1, 40) 0.0241 Se rechaza

Chi-cuadrado 5.49923 1 0.019 Se rechaza

Hiptesis Nula: C(1) = 0.852642 GY Prom (%) = 7.00



-0.852642 + C(1)


50

Estimacin con una variable ficticia (D1): [ 1971 1990 = 0, 1991 2013 = 1 ]

Variable Dependiente: D1U Mtodo: Mnimos Cuadrados Fecha: 07/10/14 Hora: 11:55 Rango (ajustado): 1972 2013 Observaciones Incluidas: 42 despus de los ajustes


C 0.111838 0.294999 0.379112 0.7067 No Signif.

GY -0.135711 0.038199 -3.552764 0.001 Signif.

D1 0.45496 0.416926 1.091226 0.2819 No Signif.

R-cuadrado 0.244655 Media var depend. -0.084601 R-cuadrado Ajustado 0.20592 S.D. var dependiente 1.42274 S.E. de la regresin 1.26782 Criterio info Akaike 3.381224 Suma resid cuadrado 62.68734 Criterio Schwarz 3.505343 Log likelihood -68.00571 Criter. Hannan-Quinn 3.426719 F-estadstico 6.316031 Durbin-Watson 2.516157 Prob(F-estadstico) 0.004206 : Signif.

C. Grficos adicionales:

280,000

240,000

200,000

160,000

120,000

2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013

PIB en Mill. Soles de 1994Tendencia de Hodrick - Prescott

Per: PIB y Tendencia de Hodrick - Prescott2001 - 2013

Escala Logartimica

informe final de investigación 2014 - iecos - carlos garcía

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