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C U R V A S A L A R I A L : U N A APLICACIÓN P A R A E L C A S O D E MÉXICO, 1993-2002*

David Castro Lugo

U n i v e r s i d a d Autónoma d e C o a h u i l a

R e s u m e n : E l objetivo de este documento es analizar la relación desempleo-salario en México durante el periodo 1993-2002, utilizando la metodología de curva salarial. Los resultados muestran una relación negativa entre la tasa de desempleo local y los salarios, aunque su elasticidad es inferior a la obtenida en otros países. La clasificación de los trabajadores por grupos establece que las condiciones de desocupación local no inciden sobre las remuneraciones de trabajadores del sector público, además existe distinta elasticidad salarial entre grupos (género, disposición de prestaciones sociales, edad y escolaridad). L a exploración de especificaciones alternativas indica que los salarios tienen un comportamiento diferente en función del nivel de desempleo.

A b s t r a c t : The purpose of this document is to analyze the relation between unemployment and wages in Mexico during the 1993-2002 period, using the methodology of wage curve. The results show a negative relation between the rate of local unemployment and the wages, although its elasticity is inferior to the obtained one in other countries. The classification of the workers by groups establishes that the conditions of local unemployment do not affect the remunerations of workers of the public sector. In addition, there exists different wage elasticity between different groups (sex, disposition of social benefits, age and schooling). The exploration of alternative specifications indicates that wages have a different behavior based on the level from the rate of leisure.

Clasificación J E L : JS0, J60

Palabras clave: curva salarial, mercado laboral urbano, wage curve, labor urban market.

Fecha de recepción: 1 8 I V 2 0 0 5 Fecha de aceptación: 2 2 V 2 0 0 6

* Se agradecen los comentarios y sugerencias de José Luis Roig, Víctor Mon-tuenga y de dos dictaminadores anónimos, así como el apoyo de Gilberto Aboites, [email protected]

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mailto:[email protected]

234 E S T U D I O S E C O N Ó M I C O S

1. Introducción

E l objet ivo de este trabajo es el de contrastar la presencia de curva sa lar ia l en México ut i l i zando para ello información del periodo 1993 -2002. E l análisis de l a relación paro-salario a nivel urbano - regional es u n tema que últimamente ha captado l a atención de los estudiosos de l a economía regional , aunque los primeros trabajos t ienen y a más de tres décadas.

A principios de los noventa Blanchflower y Oswald (B y O) establecieron l a existencia de una relación negativa entre l a tasa de desempleo local y el salario i n d i v i d u a l , def inida ésta como curva sa lar ia l , y los estudios empíricos realizados en diferentes países indicaron que la e last ic idad paro del salario era de aproximadamente 10%, constante en el t i empo e independiente del entorno inst i tuc ional .

C o n el l ibro t i tu lado T h e W a g e C u r v e , publ icado por B l a n c h flower y Oswald en 1994, se motivó un resurgimiento del t ema en ese año y las investigaciones empíricas que conf irmaron la "ley sa lar ia l " no se hic ieron esperar, así como las crit icas a l a propuesta or ig inal , por tanto , el documento tuvo la v i r t u d de est imular l a investigación, permit iendo un avance en el conocimiento de los mercados de t raba jo local .

Los resultados obtenidos en esta investigación permiten establecer u n a relación negativa entre la tasa de desempleo local y el salario , confirmando l a existencia de curva salar ia l , aunque su elast ic idad es inferior a la obtenida en otros países.

L a clasificación de los trabajadores permitió verificar l a insensib i l i dad salar ial de los empléados del sector público y la presencia de diferentes elasticidades paro del salario entre grupos, estructurados estos por género, disposición de prestaciones sociales, edad y n i ve l de escolaridad. Además, se identificó que la sensibi l idad salarial se modif ica en función del n ive l de desocupación. Así, los trabajadores más vulnerables frente a variaciones de l a tasa de desempleo fueron asalariadas jóvenes, s in prestaciones sociales y ba ja escolaridad. E n el caso de las mujeres, se identificó la presencia de un piso salar ia l , lo cual supone que el salario no desciende más allá de un determinado nivel de desempleo.

E l documento está integrado por seis secciones. L a pr imera i n troduce algunos antecedentes a l a curva salar ia l , la segunda presenta la propuesta como t a l , en la tercera sección se muestran las ev idencias empíricas, mientras que la especificación del modelo y los datos ut i l izados se t r a t a n en la cuarta . E n la sección cinco se abordan los resultados y, f inalmente, se exponen las conclusiones.

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2. Estudios previos

E l análisis t rad i c iona l entre paro y salario, a nivel urbano / reg iona l , se construye sobre l a base de los modelos de Harr i s -Todaro ( H - T ) (1970) y H a l l (1970, 1972), los cuales sostienen que las regiones con elevadas tasas de desempleo también t ienen altos niveles de salarios. E l argumento que emplean los autores para expl icar t a l comportamiento refiere a l concepto de compensación por diferencias de A d a m S m i t h . De donde se sigue que las regiones con altas tasa de desocupación son menos deseables para v i v i r , pues es más difícil encontrar t raba jo .

B a j o u n esquema de l ibre m o v i l i d a d , para mantener la población en lugares que presentan a lguna desventaja, debe exist ir u n a compensación a este perjuic io , el salario puede jugar ese papel . L a existenc ia de u n a relación pos i t iva entre paro y salario regional surge de u n modelo de equi l ibr io compet i t ivo , tanto por el lado de los trabajadores como de la empresa, donde la mov i l idad interregional de trabajadores y capi ta l tiene un pape l central en el proceso de ajuste. E l equi l ibr io de los trabajadores se establece cuando el saldo migrator io se hace nulo, lo cua l indicaría que no existen incentivos para moverse entre ciudades, y a que el valor esperado del salario es igual en todas las regiones al ser u n a función del n ive l de ocupación. P o r el lado de l a empresa, el equi l ibr io interregional se a lcanza cuando no existen incentivos para l a relocalización, puesto que el costo labora l un i tar io es igual en todas las regiones. Así, podemos decir que, a largo plazo, existe una relación pos i t iva entre paro y salario.

E l modelo establece que l a p roduc t iv idad puede var iar entre regiones, y está asociada directamente a l a tasa de paro. P o r ende, una región con mayor desempleo tendrá trabajadores más product ivos y las empresas estarán en condiciones de pagar mayores salarios sin elevar los costos laborales unitarios . E s t a relación posit iva entre prod u c t i v i d a d y desocupación se afianza en varios argumentos, entre los cuales se pueden mencionar: i) el aumento de la proporción de t r a bajadores en el área de producción dentro de la población ocupada to ta l , ii) los menores niveles de rotación y i i i ) u n mayor incentivo de los trabajadores en el desarrollo de su ac t iv idad .

Nuevas investigaciones permit ieron avanzar en l a discusión salario-paro urbano /reg ional . H a l l (1972) examinó la relación entre salario y tasa de paro en 12 ciudades de Estados Unidos para el año de 1966, y aunque observó u n vínculo positivo entre estas dos v a r i a bles, el reducido número de observaciones, la referencia a l año 1966 como punto de equi l ibrio y las estimaciones por mínimos cuadrados permiten considerar que dicho trabajo hace una débil aportación de l a predicción teórica; no obstante esto, promovió nuevas investigaciones.


R e z a (1978) a l u t i l i zar u n modelo s imi lar a l de H a l l reexaminó y extendió l a evidencia empírica de éste en dos direcciones: los efectos de l a técnica de estimación y l a selección de las ciudades y años. A diferencia de H a l l , R e z a aumentó el número de ciudades en el análisis a 2 0 , 1 así como el número de años objeto de estudio, pero s in inc lu i r el año de referencia 1966. E n lo relativo a l a técnica de estimación utilizó l a regresión ortogonal , dado que las variables paro y salario se determinaron conjuntamente. Los resultados obtenidos apor taron mayor evidencia y permit ieron concluir que existe una relación posi t i v a entre desempleo y salario, producto de u n a situación de equi l ibr io en el largo plazo, pues l a posición re lat iva de las ciudades se mantiene estable durante varios años. E l autor argumentó que l a débil evidenc ia de H a l l está asociada con l a selección de la muestra, y no con l a especificación del modelo.

L a s discusiones posteriores sobre l a relación desempleo-salario a nivel regional parecen centrarse en dos aspectos: a) el papel de los factores no pecuniarios en las diferencias de salarios regionales y b) los efectos que l a tasa de paro permanente y corriente ejercen sobre el salario regional. E l trabajo de Roback (1982) formalizó l a idea de que la estructura espacial de los salarios depende de la distribución de factores no pecuniarios entre regiones. S u modelo asumió que las empresas y los trabajadores son móviles y se local izan en la región que presenta mayor ventaja , de ahí que algunas regiones son atractivas intrínsecamente, pero deben ofrecer una tasa salar ial y renta de l a t ierra que reflejen las ventajas naturales.

S i una c iudad Q mantiene factores no pecuniarios " improduc t i v o s " , 2 tales como aire l impio , i m p l i c a que es más atract iva p a r a v i v i r , pero también l a renta de la t ierra será mayor, lo cual ocasiona que los costos de producción de las empresas instaladas en esta c iudad sean mayores que en el resto de ciudades. P a r a mantener el equi l i brio regional desde l a perspectiva tanto de los trabajadores como de la empresa, el costo labora l (salario) debe ser menor frente a otras regiones que no disponen del factor no pecuniario (aire l impio ) . Así, los habitantes de l a c iudad Q tendrán una u t i l i d a d to ta l (pecuniaria y no p e c u n i a r i a ) 3 i gual a l resto de las ciudades, pero con una dotación d i s t in ta de cada uno de los componentes. De modo s imi lar , los costos

1 Incluye las ciudades estudiadas por Hall (1972). 2 Esto desde el punto de vista de la empresa, ya que la permanencia de dichos

bODre idxi iduLOieb no pecunidriub proaucLivuh e ínipioauucivoa veaoe U O C U I I Í C I I L U

de Roback (1982). ó Cabe aclarar que el salario por sí mismo no genera utilidad, sino que la


de producción serán iguales entre las diferentes ciudades, aunque la participación de cada uno de los factores productivos en los costos totales será d is t inta . E n equi l ibr io , l a u t i l i d a d esperada y los costos de producción en todas las regiones deben ser iguales. E l modelo plantea la existencia de sustitución entre precios de los factores product ivos (tierra y trabajo) .

Los resultados empíricos de Roback (1982) muestran un fuerte apoyo a la existencia de compensaciones por diferencias, pues las c i u dades con mayor c r i m i n a l i d a d presentan mayores salarios, mientras que son menores en los lugares con mayor número de días soleados, s in embargo, la tasa de paro no resulta estadísticamente signif icativa en la determinación del salario. Los resultados obtenidos de este t rabajo muestran que existe u n mecanismo de compensaciones por diferencias regionales pero, a l mismo t iempo, no queda demostrado de manera convincente el papel que juega el paro en este proceso; por lo que tales resultados contrastan fuertemente con los de H a l l (1972) y R e z a (1974).

Tres años más tarde M a r s t o n (1985) intenta establecer el origen de las diferencias en las tasas de paro entre las áreas metropol i tanas de Estados Unidos mediante dos explicaciones. L a pr imera , asume que los desequilibrios entre las regiones de u n país son una situación típica de la economía, es decir, aún cuando los trabajadores podrían mejorar su situación moviéndose de las áreas de alto paro hac ia las zonas con menor desempleo, la economía no es capaz de e l iminar tales oportunidades de ganancias, o bien el proceso de ajuste es muy lento. L a segunda a l ternat iva argumenta que las áreas geográficas se encuentran en una relación de equi l ibr io , dado que los trabajadores emigrarán mientras existan incentivos para moverse, y si no se presenta esta mov i l idad es porque no obtienen u n beneficio en el desplazamiento , es decir, la existencia de diferencias en tasas de paro entre áreas geográficas es compensada por salarios mayores.

L a pregunta central que intentó responder M a r s t o n fue: ¿con qué veloc idad se restablece el equi l ibrio una vez se que se produce un choque de demanda? S i el proceso de ajuste es rápido implicaría que las diferencias de tasa de paro y salario entre regiones reflejan una situación de equi l ibr io ; mientras que si es lento, las disparidades de desempleo y salario geográfico referirían, además de las diferencias en

utilidad la generan los bienes y servicios que pueden ser adquiridos con la remuneración salarial, por tanto de manera indirecta el salario proporciona utilidad y, en esos términos, se emplea el concepto utilidad pecuniaria. Para los bienes que generan utilidad y su disfrute no esta determinado por una transacción monetaria, o no implica la exclusión de otros, utilizamos el concepto de bienes no pecuniarios.


factores no pecuniarios, una situación de desequilibrio en los mercados. E l autor analizó el efecto de los choques de demanda adversos sobre l a tasa de paro de estado estacionario ut i l i zando un modelo s imi lar a l de H a l l (1972) y mostró que los componentes de los desequi l ibr ios en las tasas de paro de las áreas (regiones) no persisten por largo t iempo. D a d o lo cua l , el señaló que los choques que p e r t u r b a n la relación estable de las tasas de paro entre las regiones t ienden a ser e l iminadas en u n año. D i cho ajuste era resultado de la veloc idad en la m o v i l i d a d labora l y empresarial , así como de la reducción sa lar ia l i n i c i a l , generada por el exceso de oferta en el área del choque. P o r tanto , la influencia p r i n c i p a l sobre la tasa de paro era la persistencia de factores no pecuniarios regionales y el nivel sa lar ia l .

Además, M a r s t o n (1985) estimó una ecuación P r o b i t para predecir l a probab i l idad de t raba jar dentro de una muestra de trabajadores. L a s variables independientes incluían, además del salario, u n a serie de características del t rabajador y del área donde se ubicaba. Los resultados concluyeron que las predicciones centrales del modelo de compensaciones por diferencias se conf irmaban, v . g r . , los trabajadores que vivían en regiones con características más favorables (salario rea l o factores no pecuniarios) tenían mayor probabi l idad de paro, lo que parecía mostrar un equi l ibrio de largo plazo. C o m o se puede apreciar, M a r s t o n (1985) estableció una causal idad inversa a l a de H a l l (1972), aunque confirmó la relación pos i t iva entre paro y salario, para lo c u a l incorporó, dentro de las variables independientes, el n ivel salarial .

U n segundo aspecto fue reconocer que la migración era posible, y se consideraba una inversión, dado que su decisión estaba determi nada sobre la base de costos y beneficios permanentes, no temporales. O t r o autor que por esos años abordó l a relación entre salario y tasa de paro permanente fue A d a m s (1985), quien construyó u n modelo teórico de determinación de salario y paro. E s u n modelo de contrato donde las empresas están sujetas a choques de demanda y los trabajadores que pierden su empleo reciben u n seguro por desempleo, que representa una porcentaje del salario (tasa de reposición). Desde esa perspectiva, si los empleos ofrecían u n nivel de u t i l i d a d de mer cado para los trabajadores, el salario era u n a función creciente de l a probab i l idad de quedar en paro y una función decreciente de l a tasa de reposición. B a j o el requerimiento usual de que, en equil ibrio , las regiones debían proveer la m i s m a u t i l i d a d esperada.

E n el trabajo empírico, la tasa de paro regional relevante era l a tasa de paro promedio de un periodo de cinco años, centrada en el año part i cu lar . Los resultados de l a estimación de la ecuación de salarios mostraron que la tasa de paro promedio fue posit iva y signif icativa,


con una e last ic idad aprox imada de 0.2, es decir, u n estado con el doble de la tasa de paro promedio podría tener u n salario 20 por ciento mayor. P o r o t ra parte, la tasa de desempleo corriente de la indus t r ia , que también era in c lu ida en la ecuación de salarios, presentó u n signo negativo con e last ic idad de -0.09, lo cua l significaba que, si se dobla la tasa de paro indust r ia l , el n ivel sa lar ia l se reduce 9 por c i ento . 4

Tales resultados fueron interpretados por A d a m s (1985) como evidencia de la necesidad de d is t inguir movimientos permanentes de los temporales en el espacio salario-paro. P o r su parte Tope l (1986) intentó captar los efectos permanentes y transitorios de los choques en el mercado labora l ; para lo cua l estudió l a relación paro-salario dentro de u n mercado labora l l oca l dinámico.

Sus resultados mostraron que los salarios eran más flexibles a cambios transitorios en las condiciones del mercado local , frente a los cambios permanentes. P o r ello, las regiones que presentaban u n rápido crecimiento tenían un nivel sa lar ia l mayor, s in embargo, cuando existían expectativas de que dicho crecimiento se mantendría, esa región se asociaba a u n nive l salar ial bajo. Los resultados t a m bién mostraron que existen diferencias en l a respuesta de los t r a b a jadores a los cambios de demanda, de t a l suerte que los trabajadores con mayor educación (mayor movi l idad) presentan una menor sensib i l i dad sa lar ia l a las variaciones del mercado laboral local , frente al resto. N o obstante, concluyó que sus resultados eran consistentes con u n modelo de equi l ibr io espacial.

L a evidencia disponible hasta mediados de los ochenta mostró que existe poca controversia sobre la relación entre paro y salario a n ive l espacial y que las regiones con tasas de desempleo más altas t ienen u n nivel de salario relativamente mayor. D i c h a relación se sustenta en el argumento de las compensaciones por diferencias y en el equi l ibrio de largo plazo. Durante l a segunda m i t a d de los ochenta la relación entre salario y paro, sostenida por más de tres lustros, en apariencia , comenzó a debil itarse.

B lackaby y M a n n i n g (1987) est imaron una ecuación de salarios microeconométrica, con el paro local como variable independiente, ut i l i zando datos p a r a el Reino U n i d o . 5 P r i m e r o , hic ieron estimaciones con datos agregados regionales para los años 1964-1984, el resultado mostró que l a tasa de cambio de los salarios parece depender de: 1) la tasa de paro, 2) la tasa de cambio del paro y 3) la tasa de

4 E n el documento no se utilizan datos de la tasa de paro corriente espacial. 5 Los trabajos ya comentados excepto el de Harris-Todaro (1970) utilizaron

datos de Estados Unidos.


cambio de los precios. Los autores también real izaron estimaciones de ecuaciones del n ive l de ingreso sobre más de siete m i l observaciones de trabajadores varones blancos en 1974.

L a ecuación p r i n c i p a l establece una regresión considerando i n greso sobre escolaridad, experiencia, experiencia a l cuadrado , estado c i v i l , semanas trabajadas el año anterior, variable politómica por i n d u s t r i a y el logari tmo de l a tasa de paro de la región donde e l t r a b a jador v ive y desarrol la su ac t iv idad labora l . L a estimación registró una e last ic idad paro del salario negativa y signif icativa del orden de -0.16. E n trabajos posteriores B lackaby y M a n n i n g (1990a, 1990b, 1990c) conf irmaron l a existencia de efecto negativo del paro sobre el salario regional. E x p e r i m e n t a r o n con inclusiones de medidas regionales pare ver como actuaba el paro de larga duración y el costo de l a v i d a por área, los resultados mostraron que, aunque son signif icativos, sólo reducen levemente la elast ic idad del paro sobre el salario.

Los autores sugirieron que las personas en paro de larga duración d isminuyen la presión sobre el salario, resultado que fue compart ido en los trabajos de Blackaby y M a n n i n g (1992) y B lackaby y H u n t (1992), conf irmando así las predicciones de L a y a r d y Nicke l l (1986,1987) de que el paro de larga duración ejerce u n a pequeña o inexistente i n fluencia en la determinación del sa lar i o . 6

P o r su parte, Freeman (1988) comparó la flexibilidad del salario en G r a n Bretaña y Estados Unidos ut i l i zando datos regionales. E s timó ecuaciones de salario para el periodo 1970-1985 y encontró que cambios del salario regional están correlacionados negativamente con cambios en el paro regional. L a conclusión fue que Estados Unidos no parecía tener una mayor flexibilidad del mercado labora l que G r a n Bretaña. U n documento adic ional que aportó evidencias de l a relación negativa entre paro y salario a nivel espacial fue el de Pissarides y M c M a s t e r (1990), quienes ut i l i zando datos promedio regionales para G r a n Bretaña encontraron que los cambios en el salario relativo regional están correlacionados con movimientos del paro, de t a l manera que u n incremento en el paro relativo induce, en el corto plazo, a una caída en el salario relativo, s in embargo, en el largo plazo, u n a región que presenta una tasa de paro superior en u n punto porcentual respecto a l promedio nacional , podría tener u n salario 3.2 por ciento por a r r i b a del promedio nacional .

b Nickell (1987), Budd, Levine y Smith (1988) y Carruth y Oswald (1989) también identifican la importancia de la composición de la duración del paro en el proceso de determinación salarial.


Tales resultados fueron correctos para los autores porque garant i z a b a n que, en el largo plazo, existían compensaciones diferenciales de salarios en regiones donde había altos niveles de paro, aunque el ajuste hac ia el equi l ibr io de largo plazo era lento, a diferencia de lo que p lanteaba M a r s t o n (1985). Los resultados también reaf irmaron la necesidad de d is t inguir entre paro permanente y t empora l .

H o l m l u n d y Skedinger (1990), u t i l i zando datos de S u e c i a , 7 estudiaron los determinantes que expl i can l a fluctuación de l a tasa sa lar ia l regional frente a l salario establecido nacionalmente. Los autores real i zan u n a regresión considerando el salario específico regional sobre l a tasa de paro regional, sus resultados mostraron u n efecto negativo del paro regional sobre el salario en la zona. Mient ras C a r d (1990) encontró soporte de u n efecto negativo del paro sobre el salario en el estudio de negociaciones de contratos laborales para el caso de Canadá.

B l a n c h a r d y K a t z (1992) estudiaron las dinámicas del mercado labora l regional en Estados Unidos y concluyeron que u n choque ad verso p a r a la demanda labora l tiene como efecto, a corto plazo, el incremento del desempleo y la caída del salario. Supusieron que la migración de trabajadores y la inmigración de empresas a l a zona d e p r i m i d a permitirá restablecer los niveles en el largo plazo. P o r su parte Jones (1989), en su estudio sobre el impacto del paro loca l en el salario de reserva, obtuvo u n efecto negativo del paro local sobre el salario, es decir, el salario mínimo que una persona en paro está dispuesta a recibir para ser recontratada disminuía con el aumento de desempleo local .

A m o d o de resumen, se puede decir que los estudios previos a l a curva sa lar ia l t ienen u n punto de inflexión a mediados de los ochenta. Los t raba jos anteriores a esta fecha mostraban su mayor preocupación en estudiar las causas de las diferencias de salario y desocupación regional , entre las cuales destacaban el papel que desempeñaban los factores no pecuniarios regionales y los condiciones de equi l ibr io y desequil ibrio del mercados locales, así como la ve loc idad en el proceso de ajuste cuando se presentan alteraciones en los mercados. E r a n investigaciones situadas bajo modelos de equi l ibr io compet i t ivo , que permi t i e ron establecer la existencia de una relación pos i t iva entre paro y salario a nivel espacial , aunque los últimos trabajos de esta generación dejaron ver que l a tasa de paro permanente y t rans i tor ia ejercen diferentes efectos sobre el salario.

E n cambio , los trabajos posteriores, además de u t i l i zar datos microeconómicos, observaron que las tasas de paro de corta y larga

7 Este país se caracteriza por un sistema de negociación salarial centralizado.

242 E S T U D I O S ECONÓMICOS

duración i m p a c t a n de forma desigual sobre los salarios, concluyendo que e l proceso de ajuste hacia el equi l ibrio , después de una alteración de las condiciones del mercado, es más lento que lo previsto i n i c i a l -mente, por tanto , anal izar l a relación entre paro y salario, dentro de esta condición de desequilibrio, resultó más atract ivo que los estudios entre paro y salario en condiciones de equil ibrio del mercado labora l loca l , y es dentro de este esquema que se ub ica l a propuesta de curva sa lar ia l .

3. Curva salarial

E n el primer lustro de los noventa (B y O) publ i caron varios artículos (1990, 1993, 1994a, 1994b, 1995a, 1995b) con el propósito de anal izar cómo el desempleo afecta al salario dentro de los mercados de t r a bajo regional o sectorial. A l ut i l i zar datos microeconómicos est imaron ecuaciones de salarios donde el nivel de remuneración i n d i v i d u a l era expl icado por la tasa de paro loca l / reg ional , una vez controlado por las características individuales (edad, sexo, nivel de escolaridad, experiencia , raza , estado c i v i l , etc.), sectoriales (ocupación, a c t i v idad , tamaño de establecimiento, etc.) y espaciales.

Las estimaciones se real izaron para diferentes países, pero fundamentalmente en Estados Unidos y G r a n Bretaña, tanto con datos de corte transversal , como p o o l s . Los resultados apoyaron l a existencia de u n a elast ic idad paro del salario negativa. C o n lo cual ellos granean una relación entre desempleo y salario con u n gradiente negativo que denominaron curva salarial , apoyados en estos resultados hic ieron afirmaciones categóricas, hasta el punto de proponer una suerte de ley sa lar ia l donde:

. . .Un trabajador que está empleado en una región con tasa de desempleo alto recibirá menos salario que un individuo idéntico que trabaje en una región con menor desocupación... (Blanchflower y Oswald (1994a), pp. 5).

Sostienen que la naturaleza de esta relación parece ser la misma e n diferentes países, por tanto la curva salarial es independiente del contexto inst i tuc ional . L a especificación que mejor se a justa a la información y expresa la relación paro-salario quedó descrita por la formula :

L n w = - O . l L n u + Z


Donde L n w es el logaritmo del salario, L n u es el logar i tmo de la tasa de desempleo en el área del trabajador y Z incluye variables control de las características adicionales del trabajador y su sector de trabajo , además de incorporar controles espaciales y temporales.

D i c h a relación i m p l i c a que si la tasa de desempleo se dupl i ca el salario se reducirá 10%, además, los autores establecieron que los resultados son robustos para diferentes periodos, asi como definiciones de variable dependiente (salario por hora, semana, mes o año) y la utilización de datos individuales o promedio. También mostraron que el efecto del paro sobre el salario es diferente por grupos de i n dividuos , donde los trabajadores jóvenes t ienen elast ic idad paro del salario mayor que los trabajadores menos jóvenes, lo mismo podemos decir de quienes t ienen menor escolaridad, son de raza negra, t ienen menos experiencia, son trabajadores no sindicalizados, laboran en el sector privado o t raba jan en la construcción. P o r o t ra parte, la división por sexo mostró menor elast ic idad en mujeres. Es to quiere decir, que la curva salarial puede ser interpretada como u n indicador de la flexibilidad del salario para ajustarse a los cambios en el mercado labora l local y, desde esta perspectiva, l a existencia de una curva salar ia l con una elastic idad común entre países impl i ca , en pr imer lugar, igual flexibilidad en el mercado labora l a pesar de las diferencias institucionales existentes entre los países y, en segundo, que esa flexib i l i d a d permanece inalterable en el t iempo.

D a d o lo anterior: ¿Quiere decir que modificaciones del entorno ins t i tuc iona l , tales como las reformas en el mercado labora l tendi entes a elevar la flexibilidad labora l , son ineficaces? L a interpretación teórica de curva salar ia l encuentra lugar en diferentes modelos, cuya característica pr inc ipa l es el análisis del mercado laboral bajo condi ciones de desequilibrio en el corto plazo, como pueden ser los de salario de eficiencia y negociación s a l a r i a l . 8

3.1. M o d e l o s a l a r i a l d e e f i c i e n c i a

Este m o d e l o 9 reconoce, por un lado, la di f i cultad de l a empresa para supervisar y evaluar el esfuerzo de los trabajadores y, por el otro,

B y O (1994a) además de presentar estos modelos como fundamento teórico para explicar la relación negativa entre paro y salario, también consideran el modelo de contrato laboral para explicarla, sin embargo, éste es menos plausible y poco mencionado, aun por ellos. Campbell y Orszag (1998) y Sato (2000) tienen modelos alternativos para explicar la existencia de una relación negativa entre paro y salario.

9 B y O presentan el argumento de la elusión, pero existen otros más para ex-


la pos ib i l i dad de que el t raba jador e luda su responsabi l idad laboral ; por el lo la relación cruc ia l dentro del modelo de eficiencia sa lar ia l corresponde a la condición de no elusión ( n o - s h i r k i n g ) t ratado en modelos como Shapiro y St ig l i t z (1994), lo cua l i m p l i c a que la u t i l i d a d esperada del t raba jador que elude su responsabi l idad labora l no debe ser mayor que l a u t i l i d a d de uno cumpl ido .

E l modelo supone que los trabajadores obtienen u t i l i d a d del salar io y desut i l idad del esfuerzo labora l , l a u t i l i d a d neta es l a diferencia entre estos dos; por tanto , si el t rabajador elude su responsabi l idad y no es descubierto, recibe una u t i l i d a d neta igual a l salario, la cual es mayor que l a u t i l i d a d rec ib ida por los trabajadores que no eluden; pero s i es sorprendido, lo despiden y tendrá una u t i l i d a d neta igual a l a diferencia entre el seguro de desempleo (en caso de existir) y el esfuerzo de búsqueda de u n nuevo empleo.

D a d o u n nivel salar ial y seguro por desempleo, cuando la tasa de desocupación es ba ja , el t rabajador que elude tendrá una a l ta probab i l idad de encontrar u n nuevo empleo, por lo que l a u t i l i d a d esperada de este t ipo de trabajador aumenta , mientras la u t i l i d a d de qu ien desempeña su función se mantiene constante, para que se c u m p l a l a condición de no elusión el salario debe aumentar . Cuando a u m e n t a la tasa de desempleo, l a probab i l idad de encontrar empleo es b a j a , por tanto, l a u t i l i d a d esperada del t raba jador que evade su responsabi l idad labora l d isminuye en relación con los trabajadores que no lo hacen. L o que permite reducir el salario hasta u n nivel en el cua l las uti l idades esperadas de ambos sean iguales.

E l modelo de salarios de eficiencia produce una curva con pendi ente negativa entre salario y desempleo derivado de una conducta de optimización. L a razón para encontrar gradiente negativo es que el desempleo actúa como un mecanismo de presión o intimidación ha cia los trabajadores y, en consecuencia, las empresas encuentran que en recesiones es factible remunerar a sus trabajadores con menores salarios, a la vez que garant izan el nivel de esfuerzo requerido.

Además de la u t i l i d a d que genera el ingreso, existen factores no pecuniarios en las regiones que apor tan u t i l i d a d a los trabajadores. D i c h a dotación de factores no es homogénea entre las regiones, por tanto , c e t e r i s p a r i b u s , los trabajadores localizados en las regiones mejor dotadas de factores no pecuniarios tendrán mayor u t i l i d a d tot a l , entendida ésta como l a s u m a de las uti l idades pecuniarias y no pecuniar ias .

plicar salarios de eficiencia, el modelo de Campbell y Orszag (1998) es un ejemplo. A l respecto véase Yellen (1984).


E n condiciones de equi l ibr io interregional la u t i l i d a d esperada del trabajador debe ser igual en todas las regiones. P o r tanto, las regiones con mejor dotación de factores no pecuniarios deben tener tasas de desempleo más altas y salarios más bajos, frente a las regiones menos dotadas.

L a curva representa diferentes combinaciones de salario y desempleo que permiten mantener igual u t i l i d a d esperada entre regiones, aunque éstas presenten diferencias en dotaciones no pecuniarias . Las regiones con mayores recursos no pecuniarios se loca l izan en l a porción de abajo y a l a derecha de la curva , con menor salario y mayor paro, mientras las regiones menos atract ivas se ubicarán en l a parte superior i zquierda de l a curva , t a l como se muestra en la gráfica 1.

Gráfica 1 C u r v a s a l a r i a l

Desempleo

3.2. M o d e l o d e negociación s a l a r i a l

E n este modelo, a diferencia del anterior, se asume la existencia de beneficios extraordinarios , los cuales son distr ibuidos entre empresa


y trabajadores. Estos últimos t ienen poder de negociación frente a l a empresa, lo que permite apropiarse de una porción de los beneficios, que se expresa en el n ive l salar ia l . S i n embargo, la correlación de fuerzas entre estos actores es variable , por tanto , l a capacidad de negociación de los trabajadores no es estable. D i c h a situación permite plantear la determinación del salario como u n problema de N a s h , dado que existen intereses encontrados entre empresa y trabajadores , pero el acuerdo es benéfico para ambas partes.

S i no existe acuerdo, los trabajadores de l a empresa t ienen l a opción de colocarse en o t ra ocupación tempora l con un salario que se puede definir como "mínimo". Es te salario determina el tope inferior en l a negociación de los trabajadores. D e l lado de l a empresa, s i n acuerdo, obtiene beneficio negativo igual a los costos fijos, el c u a l sería el mínimo en l a negociación de la empresa. E l límite superior es l a apropiación de todos los beneficios extraordinarios por una de las partes en conflicto. Además, se considera que el t iempo en l a negociación es importante , pues cuanto más t iempo transcurra en alcanzarse u n acuerdo mayores son las pérdidas de salarios y beneficios para las partes impl icadas .

E l supuesto central del modelo estr iba en que los trabajadores en paro deb i l i tan la capacidad de negociación de quienes se encuentran ocupados, lo que se reflejará en la apropiación de una menor porción de los beneficios. L a idea de fondo es que una tasa de desempleo a l ta i m p l i c a mayor d i f i cul tad para encontrar un empleo tempora l por parte de los trabajadores que se encuentran en negociación y, por tanto , el costo que el t iempo impone a l a negociación es mayor para los trabajadores y actúa en favor de la empresa. B a j o esta consideración, l a remuneración se determina por el salario "mínimo" esperado disponible en el mercado local , por la capacidad de negociación re la t i v a de los trabajadores, que establece la distribución de los beneficios extraordinarios y el n ive l de beneficio generado por trabajador .

E n este modelo la curva salarial se obtiene porque, cuando el n ive l de desempleo aumenta, el poder de negociación de los t r a b a jadores d i s m i n u y e . 1 0 T a l interpretación teórica es menos a t rac t iva para expl icar la curva salar ial en los países donde el nivel de s ind i ca l i -zación es bajo, o en países donde el ámbito de la negociación sa lar ia l es a nivel nacional .

U n a interpretación al ternat iva para explicar l a debi l idad del po der de negociación de los trabajadores cuando crece l a desocupación

i u Esta visión encuadra perfectamente con la idea marxista sobre el papel que juega el "ejercito de reserva" en la asignación de salarios.


i m p l i c a suponer la existencia de sindicatos, donde están afiliados tanto personas con empleo como en paro. Cuando la tasa de desempleo es elevada el s indicato se preocupa más por quienes se encuentran en esta situación, lo que l leva a moderar las demandas de salarios. Así, el modelo de negociación sa lar ia l concluye que existe una relación negativa entre desempleo y salario local .

L a consideración de dotaciones distintas de cap i ta l humano específico a una empresa i m p l i c a diferente poder de negociación de los trabajadores, y a que el costo para la empresa de la búsqueda, selección y capacitación de l a mano de obra es mayor cuanto más especial izadas y complejas sean las tareas del t rabajador , por tanto , es de esperar que el salario de los más capacitados sean menos sensibles a variaciones de l a tasa de desempleo

4. Evidencia empírica

L a propuesta de curva salar ia l h a captado la atención de los estudiosos de la economía laboral . D i cho interés se refleja en el permanente contraste de curva salar ia l para diferentes países, lo que ha permit ido avanzar en la discusión y conocimiento de la relación entre desempleo y salario dentro de los mercados de trabajo local .

Los primeros trabajos empíricos y teóricos sobre l a existencia de curva sa lar ia l provienen pr inc ipalmente de B y O (1990, 1994a, 1994b, 1995a). Trabajos orientados especialmente a presentar evidencia de una relación negativa entre desempleo y salario, bajo una forma func ional determinada . P a r a ello los autores presentan resultados de una docena de países, 1 1 además de mencionar referencias para otros como Japón, Ind ia , C o s t a de M a r f i l y S u e c i a . 1 2

Adic i ona lmente , el cuadro 1 presenta, de manera resumida, ev i dencias encontradas en otros estudios que apoyan la relación negativa entre paro y salario local , aunque también existen estudios que no encuentran curva salar ia l , entre ellos podemos mencionar Par t r idge y R i c k m a n (1997) para Estados Unidos , Luc i f o ra y Or igo (1999) para I ta l ia y Albaek, et a l . (2000) para los países nórdicos.

E l estudio de l a curva salar ial por grupos característicos muestra que el efecto del paro sobre el salario es diferente entre ellos ( H o d -

1 1 Estados Unidos, Gran Bretaña, Alemania, Austria, Italia, Holanda, Corea del Sur, Canadá, Irlanda, Australia, Suiza y Noruega.

Blanchflower (2001) estudia el mercado laboral de 23 países de Europa del J _ J S L 6 y v^cntrOii^ donciG GncuioriLrfL ovidGiiciñs do curvo* s£Li3ji*i3«i«


dinot t , 1996; B a l t a g i y B l i e n , 1998; Janssens y K o n i n g s , 1998; K i n g ¬don y K n i g h t , 1999; B a r t i k , 2000 e I lkkaracan y Se l im, 2002). L a elast ic idad paro del salario es mayor para trabajadores jóvenes, los que t ienen menor nivel e d u c a t i v o , 1 3 menos experiencia, no s ind i ca -l izados, raza negra, trabajadores de cuello azul y contratados en e l sector p r i v a d o , 1 4 en todos los casos, en relación con su contraparte , lo cua l está en línea con la propuesta de curva salar ial estándar.

Igualmente, l a evidencia empírica apoya la existencia de efectos diferenciados del paro sobre el salario, por género, s in embargo, los resultados no permiten concluir que l a elast ic idad es mayor en h o m bres o viceversa. G r o o t , Mekke lho l t y Closterbeek (1992), Janssens y K o n i n g s (1998), Pannenberg y Schwarze, (1998), Co l l i e r (2000) e I lkkaracan y Se l im (2002), encuentran evidencia de curva salarial p a r a el caso de hombres, no así para mujeres. B a l t a g i y B l i e n (1998) obt ienen una relación negativa y signif icativa tanto para hombres como para mujeres, s in embargo, la elast ic idad es mayor en hombres. Caso contrario es documentado en los trabajos de K i n g d o n y K n i g h t (1999), B a l t a g i , B l i e n y W o l f (2000) y B e r g y Contreras (2002), lo que i n d i caría u n mercado labora l femenino con mayor sensibi l idad relat iva de l salario frente a variaciones en la tasa de desocupación.

A u n q u e no todos los estudios obtienen resultados a favor de curva salar ia l (entendida como relación negativa entre desempleo y salario regional) , l a meta-análisis sobre curva salar ial de N i j k a m p y P o o t (2002) presenta evidencia de su existencia. Es to ha dado pie, por u n lado, a enfatizar en la exploración de implicaciones de pol í t ica 1 5 y, por otro, en aspectos técnicos.

L a propuesta de curva salar ial no esta exenta de críticas, especialmente en lo referente a los aspectos técnicos, entre los cuales podemos mencionar los problemas de agregación en variables dependiente e i n dependiente, utilización de variables dependientes, forma funcional de l a estimación, l imitaciones de los datos de corte trasversal, sesgo de s imultane idad , unidad de análisis espacial e implicaciones de política labora l .

1 3 Kennedy y Borland (2000) no encuentran en Australia diferencias en elasticidad paro del salario por nivel educativo.

1 4 Berg y Contreras (2002) encuentran para el caso de Chile mayor elasticidad en el empleo público frente al privado.

1 5 La propuesta estándar de curva salarial sólo aborda este aspecto de manera implícita.


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5. Especificación del modelo y datos

5.1. Especificación d e l m o d e l o

Generalmente en l a estimación de la curva salar ial se opta por u n a ecuación de salarios t ipo M i n c e r aumentada, donde además de i n corporar información sobre las características individuales de los t r a bajadores y lugar de t raba jo , se incluye como variable exp l i ca t iva l a tasa de desempleo corriente en el mercado de trabajo local . E n l a estimación de estas ecuaciones se utilizará u n p o o l de datos, es decir, información i n d i v i d u a l para diferentes ciudades durante varios años.

A l tomar en cuenta las críticas hechas a la propuesta de curva sa lar ia l estándar, en la estimación realizaremos algunas modif icaciones. E n pr imer término, se considerará l a tasa de desempleo rezagada frente al nivel sa lar ia l , con ello evitamos posibles problemas de s i m u l tane idad entre desempleo y salario. U n a segunda modificación es no considerar a p r i o r i u n comportamiento sa lar ia l s imi lar por sexo, p a r a esto inc luimos dentro de l a ecuación, además de l a tasa de desempleo rezagada, las características individuales y laborales del t raba jador , el producto de estas características por la d u m m y de sexo, por tanto la ecuación a ser est imada se expresa como:

Wm = 0 o + faUjt-i + P z Z m + P t T + P j J + a i D U j t - i

+ a z D Z i j t + a t D T + a j D J + s i j t

Donde Wijt es el logaritmo del salario del t rabajador i en l a c iudad j en el periodo í; para nuestro caso uti l izaremos el salario por hora, U j t - i es l a tasa de desempleo de la c iudad j en el t iempo t - 1; Z representa u n vector de características del t rabajador y del lugar de traba jo , T y J son variables d u m m y s temporales y espaciales, las va¬riables D U , D Z , D T y D J corresponden a la interacción de las v a r i a bles con l a d u m m y s e x o , 1 6 mientras B y a representan los coeficientes de las variables y e i j t el término de error.

C o m o se mencionó, en l a ecuación se incluye u n vector con las características individuales del t rabajador y lugar de trabajo . Es tas variables control inc luyen sexo, edad, edad al cuadrado, escolaridad, estado c i v i l , tamaño de establecimiento, ocupación, sectores de act i v i d a d , j o rnada labora l , j o rnada labora l a l cuadrado y disposición de

E n este caso se asignó el valor de 1 a mujer y 0 a hombre.


seguridad social , controles geográficos y temporales; asi como l a participación de trabajadores que t ienen nueve o más semanas en paro y l a participación de los trabajadores en paro que cuentan con, a l menos, u n año de estudios universitarios .

C o n la introducción de la variable D U se busca identif icar si el efecto de l a tasa de paro sobre el salario presenta u n comportamiento dist into en función de l a condición de género. S i l a estimación i n d i c a que el coeficiente de l a var iable paro-sexo ( a i ) resulta signif icativamente dist into de cero, entonces se puede sostener que los efectos de l a tasa de desempleo sobre el salario son diferentes por sexo y, por tanto, las estimaciones de la curva salar ial deben realizarse por separ a d o . 1 7 D i c h a especificación de l a ecuación de salarios, no solamente permite identif icar diferencias de la tasa de desempleo sobre el salario por género, sino captaría l a presencia de disparidades por sexo para el resto de variables control , como educación, ocupación, a c t i v idad , estado c i v i l , j o rnada labora l o seguridad social , además de los efectos temporales y espaciales.

L a inclusión de efectos fijos espaciales parte del supuesto de que las diferentes ciudades/regiones contienen características part iculares que no es posible capturarlas con u n solo intercepto, lo mismo apl i ca para los efectos fijos temporales, debido a las condiciones t a n variantes que se presentan durante el periodo que se considera. L a interacción de la variable sexo-control, espacial o tempora l , busca identif icar si estos efectos fijos son diferentes por sexo, debido a que es razonable suponer que dentro de las regiones, o en los años, puedan exist ir condiciones específicas por sexo, que impl ique diferente intercepto. Las estimaciones determinarán si esto es así o no.

5.2. D a t o s

L a información que se u t i l i z a en la estimación de la curva salar ia l proviene de la E n c u e s t a n a c i o n a l d e e m p l e o u r b a n o (ENEU) pub l i ca da por INEGI, dado que ofrece datos individuales sobre las características demográficas, ocupacionales, educativas y de ingreso de los trabajadores, así como del lugar de trabajo . L o que la convierte

1 ' Esta especificación tiene la ventaja respecto a estimaciones de curva salarial hechas por otros investigadores, que no presuponemos a p r i o r i un comportamiento homogéneo o heterogéneo por sexo, de la tasa de paro sobre el salario, sino que son los propios resultados los que determinan el tratamiento.


en la fuente in format iva más apropiada, en México, para anal izar l a relación entre paro y salario en el mercado local de t r a b a j o . 1 8

U t i l i z a m o s los datos que corresponden a l tercer tr imestre del periodo 1993-2002. L a decisión de tomar este lapso de referencia responde a la d i spon ib i l idad de información para el mayor número de ciudades o zonas metropol i tanas ; así, se t ienen observaciones de 33 centros urbanos durante 10 años. Además de disponer de u n número relativamente ampl io de observaciones regionales, el periodo t e m p o r a l presenta algunas características que consideramos relevantes, como inc lu i r años previos a l a incorporación de México a l Tratado de L i b r e Comerc io de América del Norte ( T L C A N ) y l a existencia de cond i ciones macroeconómicas diversas, aspectos que s in d u d a resultan de interés si queremos observar cómo se compor ta l a curva salar ia l en México bajo diferentes escenarios económicos.

U n a vez depurada l a base de datos, la información que se utilizará en las estimaciones está conformada por más de 537 m i l registros de trabajadores asalariados, con sueldo, que laboraron durante l a sem a n a de referencia entre 24 y 50 horas por semana, con edad entre los 14 y 65 años y que, además, contaron con información comple ta sobre características personales (sexo, estado c i v i l , escolaridad) y l a borales (sector de ac t iv idad , ocupación, tamaño de establecimiento y d i sponib i l idad de seguridad social) . E l cuadro 2 presenta las principales características de los datos para el periodo de análisis.

Podemos destacar que el salario por hora promedio para el periodo es de 22.17 pesos de 2002; aunque por el valor máximo y mínimo se aprecia una gran dispersión, la tasa de desempleo promedio se u b i c a en 3.16 con u n máximo de 10.2 y u n mínimo de 0.6; l a participación de las mujeres dentro de l a base de datos supera el 41 por ciento y l a j o r n a d a labora l promedio es mayor a 42 horas. L a clasificación por nivel de escolaridad revela que menos del 10 por ciento no t ienen p r i m a r i a t e rminada y casi el 50 por ciento de los asalariados ha cursado, a l menos, un año de bachil lerato. L a variable de seguridad social ind i ca que tres de cada diez no cuenta con esta prestación labora l . P o r ac t iv idad , más del 27 por ciento se ubica en manufacturas, destacando entre ellas la industr ia metálica, maqu inar ia y equipo, mientras l a administración pública y defensa representan el 10 por ciento; p o r ocupación destacan operadores, comerciantes y trabajadores en servicios personales. L a distribución por años ind ica que 1995 y 1996 son los que t ienen menos observaciones, aunque las diferencias no son

1 8 Para un mejor conocimiento de la ENETJ, véase http://www.INEGI.gob.mx /est/contenidos/español/metodologías/encuestas/hogares/metodeneu.pdf.

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relevantes para poner en duda la validez de los resultados, dado e l número de registros por año, que fue de más de 40 m i l ; por último l a clasificación por centro urbano ind i ca mayor participación de las p r i n cipales ciudades, aunque no necesariamente reflejan una ponderación por tamaño de c iudad .

6. Resultados

6.1. Estimación g e n e r a l

E l cuadro 3 muestra los resultados de las estimaciones donde se i n c luyen diferentes especificaciones de l a curva salar ia l , considerando todas las observaciones, controles temporales y espaciales.

L a co lumna uno presenta la estimación clásica de curva salar i a l establecida por B y O con especificación logarítmica. Indica , en pr imer término, que la tasa de paro local tiene u n efecto negativo sobre el salario, d icha magn i tud es de 0.029, es decir, si la tasa de paro se dupl i ca , el salario se reducirá 2.9 por ciento y, en segundo, que esta cifra es considerablemente inferior a la est imada por B y O (1994a) para diferentes países, la cua l se ub ica en 10 por c i e n t o . 1 9

E l coeficiente del producto paro-sexo no es significativo, por tanto no podemos sostener que la desocupación afecta diferencialmente los salarios por condición de género. N o obstante, los resultados i n d i c a n la existencia de diferencias de sexo estadísticamente significativas en las variables control .

Además de la tasa de paro, la ecuación de salarios, como se m e n cionó, incluye otras variables control . Su comportamiento , en general , es el esperado, la edad tiene signo positivo y significativo, mientras que l a edad a l cuadrado es negativa, las personas casadas reciben u n mayor salario que las solteras, lo mismo se observa con el incremento del nivel educativo y tamaño de establecimiento. Quienes disponen de seguridad social reciben un mayor salario, l a j o rnada labora l tiene coeficiente posit ivo, mientras esta variable a l cuadrado presenta u n a relación negativa. Los coeficientes de controles temporales y espaciales ind i can que existen efectos diferentes por año y c iudad , a l i gua l que en el caso de ocupaciones y ac t iv idad económica. F i n a l m e n t e , como señalamos, en esta ecuación de salario no sólo consideramos l a

1 9 Los resultados completos de las estimaciones no se presentan por cuestión de espacio, pero están disponibles para quien lo solicite.


tasa de desempleo, sino su composición, ya que creemos que también influye sobre el salario. Los indicadores que inc luimos son: propor ción de trabajadores en paro con nueve o más semanas y porcentaje de desempleados con, a l menos, un año de estudios superiores. E n el caso de l a pr imera variable , los resultados ind i can que existe u n efecto posit ivo sobre el salario, lo cual puede ser interpretado como u n indicador de que, dada la inexistencia de u n seguro por desempleo, cuando las personas deciden permanecer u n periodo más largo en paro generan un efecto posit ivo sobre el salario, es decir, mayor permanencia en desempleo i m p l i c a una búsqueda de mejores opciones de trabajo . L o que nos l leva a plantear: ¿Que pasaría con el salario s i exist iera u n seguro por desempleo que permit iera a los trabajadores permanecer en el paro durante u n periodo más largo?

Cuadro 3 R e s u m e n d e l a s e s t i m a c i o n e s d e la c u r v a s a l a r i a l

D a t o s i n d i v i d u a l e s , 1 9 9 2 - 2 0 0 2 V a r i a b l e d e p e n d i e n t e : l o g a r i t m o d e l s a l a r i o p o r h o r a

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E l a s t i c i d a d .029 .037° .039° .027 .024° R a .58 .58 .59 .57 .61

Ciudades 33 33 33 33 33 Observ. 537327 537327 537327 314795 222528

T D A : tasa de desempleo abierto, T D A X S E X O : tasa de desempleo abierto por sexo, a: calculada a partir de la tasa de paro promedio; el í-estadístico aparece entre paréntesis.

Los resultados parecen indicar que los salarios aumentarían, y a que la proporción de trabajadores parados con nueve semanas o más


se elevaría, esto podría suceder, no solamente por generar una restr ic ción de la oferta labora l , sino porque permitiría una asignación más eficiente de los trabajadores en las actividades donde pueden ser más product ivos , dado que no tendrían la presión de colocarse i n m e d i a tamente en u n empleo porque no cuentan con seguro por desempleo. U n a interpretación a l ternat iva puede ser que los trabajadores en paro de larga duración no ejercen una presión sobre el mercado labora l y, por tanto , no depr imen los s a l a r i o s . 2 0 L a segunda variable muest r a u n a relación negativa entre proporción de parados con alto n ive l educativo y salario. E s t o perece mostrar que los desocupados con mayor educación ejercen una presión sobre el salario, no solamente de los trabajadores de su mismo nivel , sino sobre los grupos con menor formación, dado que pueden optar por ocupar puestos que requieren menor calificación.

¿Qué factores pueden estar detrás de una elast ic idad paro del salario t a n ba ja , como la observada en la pr imera columna? S i n duda , son varios los argumentos que se pueden plantear al respecto. E l pr imero puede ser que, en efecto, el salario de los trabajadores mexicanos sea relativamente más rígido frente a l comportamiento de la tasa de paro local , respecto a otros países; otro es que, estamos considerando una especificación de la ecuación, donde l a sensibi l idad del salario respecto a la tasa de paro es constante para cualquier n ive l de desocupación, pero, en real idad, el efecto de la tasa de desempleo sobre el salario se modif ica conforme aumenta. U n tercero considera que las tasas de desocupación en México son más bajas que las existentes en otros países, por tanto , a esos niveles no ejercen una presión sobre los salarios; un cuarto se ubica en l a utilización de indicadores de desempleo general, cuando en real idad la remuneración de los t r a bajadores responde a condiciones particulares de cada grupo, por lo que, deben incluirse en la estimación tasas de paro específicas. F i nalmente, un argumento adic ional sería l a conformación de una base de datos con grupos que presentan comportamientos distintos en l a relación desempleo-salario, como puede ser el caso de hombres v s mu¬jeres, trabajadores del sector público va sector privado, trabajadores formales va. informales, diferentes niveles de escolaridad o dist intos grupos de edad.

A continuación se exploran estos aspectos a fin de determinar con mayor c lar idad el efecto que ejerce la tasa de desempleo local sobre el salario i n d i v i d u a l .

M Sobre este aspecto véase: Layard y Nickell (1986, 1987), Blackaby y Manning (1992) y Blackaby y Hunt(1992).


6.2. Especificación a l t e r n a t i v a

L a especificación logarítmica tiene como característica pr inc ipa l la fácil interpretación de resultados, su inconveniente es considerar una elast ic idad constante del salario respecto a l a tasa de desempleo en cualquier n ive l , aspecto que es cuestionado por Co l l i e r (2000). L a co lumna dos presenta l a estimación de curva sa lar ia l , considerando una especificación semi logarítmica. Los resultados ind i can una re la ción negativa entre paro y salario, con una elast ic idad de 0.037 para la tasa de desempleo promedio. U n a de las mayores ventajas de d i cha especificación es que no se establece una elast ic idad constante, sino que se modi f ica en cada punto de l a curva, asumiendo que l a tasa de paro tiene diferentes efectos en función del nivel donde se ub i ca ; así, aunque en el n ive l de desocupación promedio (3.15 por ciento) la elast ic idad es ba ja respecto a los resultados obtenidos en otros países, en los niveles de desempleo máximo l a elastic idad es perfectamente comparable con los indicadores internacionales.

H a s t a ahora l a especificación semi-logarítmica parece ser preferible a la logarítmica, 2 1 s in embargo, una inquietud que surge con esta especificación es si la curva sa lar ia l es negativa para cualquier n ive l de paro o, si en algún momento, esta relación se vuelve posit iva o, en su caso, la sensibi l idad salar ial frente a l a desocupación desciende a part i r de u n nivel determinado. C o n esto en mente se procedió a est i m a r u n a curva sa lar ia l con especificación cuadrática, los resultados se presentan en l a co lumna tres. E n el la se puede observar que, el término cuadrático, aunque resulta posit ivo, no es significativo.

A p a r t i r de lo anterior podemos establecer, en pr imera instancia , la existencia de u n a relación negativa entre la tasa de paro local y el salario de los trabajadores ubicados en ese mercado, con lo cua l confirmaríamos, en pr inc ip io , la presencia de una curva sa lar ia l en México. E n segunda, la especificación logarítmica, postulada por B y O (1994a), no parece ser la más apropiada para expl icar esta relación y, en tercera, los salarios de hombres y mujeres no parecen presentar comportamientos diferentes respecto a la tasa de paro, pero sí existen diferencias significativas en los coeficientes de las variables control por género, lo que nos l leva a plantear la necesidad de realizar, en lo sucesivo, estimaciones de salarios separando por sexo.

¿ í Esto de acuerdo con el criterio de Schwarz, información que se obtiene de los resultados que arroja el programa E v i e w s 4.0, el cual utilizamos en las estimaciones.


6.3. C o n d i c i o n e s e s p e c i f i c a s d e l o s m e r c a d o s

U n a de las crit icas a l modelo de salarios de eficiencia planteado por B y O (1994a) para expl icar la relación negativa entre paro y salario loca l es la hecha por C a r d (1995), quien argumenta que el salario de u n grupo determinado está relacionado con l a tasa de desempleo de ese grupo. Así, u n elevado desempleo de los trabajadores con b a j a calificación puede no afectar el salario de los calificados, es decir, cada grupo t oma en cuenta su prop ia tasa de paro, y no la desocupación general del mercado local . T a l observación es rat i f icada por G r o o t , Mekke lho l t y Closterbeek (1992), pero desestimada por B a r t i k (2000). C o n l a intención de determinar s i las condiciones específicas del grupo o, en su caso, las condiciones generales imperantes en el mercado de t raba io loca l , son las que inf luyen sobre el salario, en las c o l u m n a cuatro y cinco de la tab la 3 se presentan los resultados de la est i mación para hombres y mujeres, respectivamente, considerando tasa de paro específica por sexo. A u n y cuando este indicador de desempleo tiene u n efecto negativo sobre el salario, t a l v como se observa en l a tab la , la comparación de los resultados con los obtenidos considerando l a tasa de desempleo general ind i ca eme el elemento más relevante en el comportamiento salar ial son las condiciones generales del mercado local más áun aue la situación específica de cada gruño en este caso del género. E s t a mayor sensibi l idad de los salarios a l a tasa de desempleo general en lugar del indicador específico puede interpretarse como una señal de competencia en el mercado labora l es decir, ofrecen bienes considerados como s u s t i t u t o s . 2 2

6.4. S e c t o r público v s . p r i v a d o

H a s t a ahora las estimaciones de la t a b l a 3 inc luyen tanto trabajadores asalariados del sector privado como público, s in embargo, estudios sobre l a curva salar ial para diferentes países (Hoddinot t , 1996; K i n g ¬don y K n i g h t , 1999) apor tan evidencia de una menor sensibi l idad salar ia l cuando el t rabajador se encuentra en actividades de admin is tración pública. Desde la perspectiva teórica, el salario real de los empleados del sector público puede estar más relacionado con el c omportamiento de l a política fiscal que con la evolución de l a tasa de

¿ ¿ Posiblemente, si el análisis se hiciera entre trabajadores calificados y no calificados, se observaría un comportamiento diferente, ejercicio que no realizaremos por no disponer de información.


desempleo, además, la determinación de los salarios en dicho sector presenta mayor grado de centralización, por lo que pueden resultar poco sensibles a las condiciones imperantes en los mercados de t rabajo local . L o que plantea l a necesidad de realizar estimaciones haciendo una separación entre trabajadores del sector público y pr ivado. L a tab la 4 presenta los resultados, sobre los cuales se pueden hacer a lgunas observaciones.

E n pr imer término, para el caso de los asalariados del sector público, los coeficientes de desempleo no son significativos a niveles convencionales, lo que parece mostrar que el salario de los empleados del sector no es sensible a lo que sucede en los mercados de t raba jo local y se conf irman los resultados obtenidos en otros países. E n segundo, para el sector pr ivado, la e last ic idad paro del salario se elev a respecto a l a obtenida con la muestra, dado que const i tuyen u n grupo más homogéneo de asalariados y, tercero, las mujeres del sector privado t ienen mayor e last ic idad respecto a los hombres, a n ive l de desempleo promedio (columnas 3 y 4), s in embargo, ellas presentan u n comportamiento cuadrát ico , 2 3 mientras en ellos l a especificación semi-logarítmica es la que muestra el mejor ajuste, lo que indicaría que el salario decrece conforme aumenta la tasa de desempleo, así, a l nivel máximo de desocupación registrado en este periodo, (10.2%), la e last ic idad sería de 0.122 en hombres y 0.109 en mujeres.

6.5. A s a l a r i a d o s f o r m a l e s v s . i n f o r m a l e s

U n fenómeno creciente en los mercados de trabajo urbano de los países en desarrollo, entre ellos México, es la existencia de un importante sector in formal que presenta características diferentes frente a l sector f ormal . U n a de las interrogantes que intentamos que responder es si l a sensibi l idad del salario respecto a la tasa de desempleo d i fiere entre estos mercados. P a r a dar respuesta a t a l cuestionamiento, pr imero segmentamos a los asalariados entre formales e informales, ut i l i zando como criterio de clasificación disponer o no de seguridad social . Los resultados de las ecuaciones, estimadas bajo diferentes especificaciones, señalan que u n asalariado que dispone de seguridad social percibe mayor remuneración frente a otro trabajador con las mismas características, pero s in esa prestación. Pero , no sabemos si también son más sensibles a variaciones de la tasa de paro, si es así,

¿ ó Debido a esto en las sucesivas estimaciones de asalariadas del sector privado consideraremos una especificación cuadrática.


indicaría que los asalariados s in seguridad social ( informales) , no solamente reciben menores salarios, sino que también presentarían u n a mayor elast ic idad frente a las fluctuaciones del desempleo.

Cuadro 4 Estimación d e c u r v a s a l a r i a l p o r s e c t o r y s e x o

V a r i a b l e d e p e n d i e n t e : s a l a r i o p o r h o r a , p e s o s d e 2 0 0 2

V a r i a b l e S . público S . público S . p r i v a d o S . p r i v a d o i n d e p e n . H ( 1 ) M ( 2 ) H ( 3 ) M ( 4 )

T D A .00145 .00063 -.012 -.0172 (.3553) (.1402) (10.88) (5.589)

T D A 2 .00064 (2.161)

E l a s t i c i d a d .0046 a . 002 a .039 a . 048 a

R 2 0.43 0.34 0.57 0.62 Observ. 31,462 22,613 283,333 199,915

a: calculada en la tasa de desempleo promedio; el í-estadístico aparece entre paréntesis.

E n la tab la 5 se resumen los resultados, considerando las dos muestras y separando por género. A l observar los coeficientes de las diferentes estimaciones y las respectivas elasticidades es posible destacar algunos aspectos relevantes. E n pr imer lugar, a l nivel de desempleo promedio los trabajadores informales muestran u n a mayor e last ic idad salar ia l , en relación con los trabajadores formales. E s t o manifestaría que los asalariados sin seguridad social se encuentran en desventaja respecto a quienes disponen de d icha prestación, no solamente porque reciben u n menor salario, sino que, además, su remuneración es más sensible frente a u n choque de l a economía que impl ique un aumento en los niveles de desocupación. E n segundo l u gar, a par t i r de los resultados de las estimaciones, se puede establecer que no existen diferencias en la respuesta de los asalariados informales a las condiciones de desempleo por sexo, no así para el caso de los trabajadores formales, donde los hombres muestran u n a mayor rigidez.

6.6. C u r v a s a l a r i a l e n g r u p o s específicos

E n las secciones anteriores, l a estimación de l a curva salar ia l separando por género, t ipo de empleador y disposición de prestaciones


sociales aportó información del efecto de la tasa de desempleo local sobre el salario i n d i v i d u a l . Estos elementos permit ieron mayor y mejor conocimiento de los mercados de trabajo local , s in embargo, aún es insuficiente, por ello para ampl iar esta información, a cont i nuación intentamos dar respuesta a la siguiente pregunta: ¿El efecto de la tasa de paro es independiente del n ive l educativo y l a edad? A p r i o r i podemos responder que no, esperamos menor sensibi l idad salar ial en los grupos con mayor educación y, dentro de ellos, los que tienen seguridad social . P o r edad se espera mayor flexibilidad de la población más joven. Los argumentos en los dos casos se pueden explicar en función del poder de negociación de estos grupos, dado su mayor c a p i t a l humano específico dentro de su ac t iv idad y los elevados costos de formación . 2 4

Cuadro 5 Estimación d e c u r v a s a l a r i a l p a r a a s a l a r i a d o s f o r m a l e s e i n f o r m a l e s

V a r i a b l e d e p e n d i e n t e : s a l a r i o p o r h o r a , p e s o s d e 2 0 0 2

V a r i a b l e I n f o r m a l e s I n f o r m a l e s F o r m a l e s F o r m a l e s (s/ss) (s/ss) (c/ss) (c/ss)

i n d e p e n . H ( 1 ) M ( 2 ) H ( 3 ) M ( 4 ) T D A -.018 -.02121 -.0099 -.0134

(8.554) (3.813) (7.487) (3.723) T D A 2 .00093

(1.7596) .00026 (0.738)

E l a s t i c i d a d .058° .057° . 0 3 1 a . 040 a

R 2 0.55 0.56 0.55 0.59 Observ. 83,084 64,401 200,249 133,514

a: Estimada considerando la tasa de paro promedio, el ¿-estadístico aparece entre paréntesis.

L a t a b l a 6 presenta resultados de l a estimación de curva salar ia l , separando entre trabajadores con educación superior y con escolaridad máxima de p r i m a r i a , además de diferenciar por género y d i spon i b i l idad de seguridad social . C o m o lo predice la teoría del modelo de negociación sa lar ia l y lo conf irma la evidencia empírica para varios

^ Una explicación alternativa puede ser en términos de salarios de eficiencia. Para una mayor desarrollo sobre este aspecto véase Card (1995), Hoddinott (1996) y Kingdon y Knight (1999), entre otros.


países, el salario de los trabajadores con educación superior muestra menor sensibi l idad re lat iva frente a l comportamiento del desempleo.

U n aspecto a destacar para el caso de trabajadoras con formación educat iva hasta p r i m a r i a es la mayor elast ic idad de las asalariadas con seguridad social frente a quienes no disponen de el la (columnas 7 y 8). ¿Como expl icar este comportamiento? U n a interpretación l a establece Villagómez (1999) quien, en pr imer término, argumenta que menores salarios cuando se tienen prestaciones sociales puede estar reflejando u n efecto compensación y, en segundo, que las mujeres preferirían los trabajos con prestaciones sociales, dado que existe u n a preocupación por cubr i r algunas necesidades de sus hijos y famil iares, como son servicios de sa lud y v iv i enda , argumento que puede a p l i carse tanto para el caso de mujeres jefas de fami l ia , como cuando e l compañero se encuentra fuera del sector formal .

Los resultados anteriores muestran el comportamiento de l a curva salar ia l considerando diferentes dotaciones de cap i ta l humano, medido éste a través de escolaridad. A continuación se anal iza la calificación labora l considerando experiencia, tomando como p r o x y l a edad del trabajador , agrupándolos entre quienes tienen hasta 25 años y de 26 a 45 años, además de separaciones por sexo y d isponib i l idad de seguridad s o c i a l . 2 5

L a tab la 7 presenta los resultados de las estimaciones de curva sa lar ia l por grupos de edad, en el la se puede constatar que la edad, como referencia de experiencia, juega u n papel relevante en el c o mportamiento de los salarios. E n todos los casos los trabajadores más jóvenes presentan una elast ic idad superior respecto a su contraparte con mayor edad, la excepción son los trabajadores hombres entre 26 y 45 años, s in prestaciones sociales, quienes muestran un comportamiento s imi lar a l de menores de 26 años, lo que indicaría que en e l caso de trabajadores varones informales la experiencia no es relevante para reducir el efecto de la tasa de desempleo sobre el salario.

D e los indicadores de la tab la 7 también es posible destacar que en los trabajadores jóvenes (menores de 26 años) no parecen exist ir diferencias significativas en el efecto del desempleo sobre el salario , entre quienes disponen de seguridad social y quienes no. Las co lumnas 5 y 6 muestran que para trabajadores hombres en el rango de 26-45 años l a condición de formal idad o in formal idad es importante p a r a expl icar l a sensibi l idad salar ial frente a la tasa de desempleo, i n d i c a n -

¿ 0 Las estimaciones de curva salarial para trabajadores mayores de 45 años, aunque no se presentan, sí se realizaron, los resultados indican que en el caso de los hombres los coeficientes de paro no son significativos y en mujeres el comportamiento es similar al grupo de 26-45 años.


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do que l a experiencia no es independiente de las condiciones laborales en las que se encuentra el t rabajador , es decir, l a experiencia tiene mayor capac idad de negociación o más valoración en los puestos de t rabajo formales, aspecto menos relevante en el caso de mujeres (columnas 7 y 8).

7. Conclusiones

E l est imar la ecuación de salario general con datos indiv iduales permite establecer l a existencia de una curva salar ial en México durante el periodo 1993-2002, que tiene como característica p r i n c i p a l u n a elast i c idad inferior a l a obten ida en otros países, s in embargo, esta menor sensibi l idad puede estar reflejando los bajos niveles de desempleo relat ivo existente en el país.

L a desagregación por grupos permitió verificar la presencia de d is t inta sensibi l idad salar ia l frente a la tasa de desempleo entre t r a bajadores de diferentes grupos. Los empleados del sector público no presentan modificaciones salariales atr ibuibles a las variaciones en las tasas de paro loca l , las mujeres, los trabajadores jóvenes, así como los que cuentan con menores niveles de escolaridad, t ienen una mayor e last ic idad relat iva frente a su contraparte. Resultados que están en línea con las evidencias empíricas obtenidas en otros países.

C o n el objetivo de explorar posibles diferencias en el comportamiento salar ial entre trabajadores formales e informales, se real izaron estimaciones de la curva salar ial para cada uno de estos grupos. Los resultados permit ieron establecer que las personas empleadas en el sector in formal resultan más afectadas cuando aumenta la desocupación.

Otros aspectos destacables de este estudio son: a) la identi f i cación de un comportamiento salar ial diferente en función del nivel de desempleo, lo cua l es contrario al planteamiento establecido en l a propuesta or ig inal de curva salar ia l , b) una mayor inc idencia de las condiciones generales del mercado loca l en el comportamiento del salario, frente a la situación específica de cada grupo, aunque a l respecto se necesitaría mayor investigación considerando otros i n dicadores de desempleo específicos, como nive l de escolaridad, edad o ac t iv idad , c) para el caso de mujeres, en general, se encuentran evidencias que apoyan la existencia de u n piso salar ia l , lo que hace que el salario no descienda mas allá de una determinada tasa de paro, resultado compat ib le con los obtenidos por B lackaby y H u n t (1992) para Inglaterra y en concordancia con la propuesta de Sessions (1993) sobre la existencia de dos efectos de la tasa de paro sobre el salario.


A par t i r de las diferentes clasificaciones de trabajadores es posible establecer que las asalariadas jóvenes, s in prestaciones sociales y con ba ja escolaridad, serían el grupo más vulnerable frente a choques en los mercados de trabajo local .

A u n cuando estos resultados const i tuyen una pr imera a p r o x i mación en el análisis de los mercados de trabajo local , creemos que son relevantes desde la perspect iva de diseños de políticas laborales activas, pues implicaría, por un lado, l a necesidad de elaborar e ins t rumentar estas políticas otorgando mayor impor tanc ia a l ámbito espac ia l y, por el otro, considerar que las perturbaciones del mercado labora l local t ienen impactos distintos en los diferentes grupos de t r a bajadores.

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