PATRONES DE CONVERGENCIA REGIONAL EN LOS SERVICIOS DE LA ECONOMÍA ESPAÑOLA

D o c . 1 7 3 / 9 9

Santiago R. Martínez Argüelles Fernando Rubiera M orollón

PATRONES DE CONVERGENCIA REGIONAL EN LOS

SERVICIOS DE LA ECONOMÍA ESPAÑOLA

Santiago R. Martínez Argüelles y Fernando Rubiera Morollón

Departamento de Economía Aplicada

Universidad de Oviedo

Avda. del Cristo, s/n

33071 Oviedo

Tno: 985 103 716 / 985 102 843

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Diciembre, 1998

PATRONES DE CONVERGENCIA REGIONAL EN LOSSERVICIOS DE LA ECONOMÍA ESPAÑOLA.

Santiago R. Martínez Argüelles y Femando Rubiera Morollón Departamento de Economía Aplicada

Universidad de Oviedo

R E S U M E N

El intenso crecim iento que en las ú ltim as décadas han protagonizado los servicios en España, aún m ayor cuando se m ide en térm inos de em pleo, no puede ocultar la existencia de grados y ritm os diferenciados entre las regiones. A ceptando que la distribución de los servicios públicos en todo el territorio nacional es equitativa, esas d iferencias pueden estar ocasionadas por una determ inada especialización terciaria (en servicios turísticos, por ejem plo), o b ien por la existencia de distintos niveles de producción regional de servicios avanzados (servicios a em presas, fundam entalm ente). Este últim o caso puede tener consecuencias negativas para el desarrollo regional ante la im portancia de tales actividades en la com petitividad y atractivo económ ico de un territorio. Se propone, p o r ello, un .estudio de los patrones de convergencia terciaria de las regiones españolas usando cointegración. La utilización de esta técnica posibilita el análisis individualizado del com portam iento de cada econom ía. Los prim eros resultados alcanzados ponen de m anifiesto la existencia de patrones regionales de crecim iento terciario claram ente diferenciados, identificando un conjunto de regiones poco desarrolladas con baja terciarización y una escasa dotación de ciertos servicios fundam entales para su crecim iento.

P a la b ra s clave: D esarrollo regional, servicios, convergencia, cointegración.

Clasificación JEL: C22, L80.

Patrones de convergencia regional en los servicios de la economía española

PATRONES DE CONVERGENCIA REGIONAL EN LOS SERVICIOS DE LAECONOMÍA ESPAÑOLA*.

1. Introducción.

El intenso crecim iento que los servicios están protagonizando en las m odernas

econom ías, m ayor cuando se m ide en térm inos de em pleo, no oculta las im portantes

diferencias existentes. Estas disparidades pueden ser consecuencia de la especialización

sectorial -fruto de las diferentes dotaciones de factores- o del insuficiente desarrollo de

las m odernas actividades terciarias. La insuficiente dotación en estas últim as actividades

puede suponer una im portante desventaja para el atractivo económ ico y la

com petitividad de las econom ías afectadas.

En este trabajo se propone un análisis de convergencia en servicios aplicado a las

regiones españolas buscando alcanzar un doble objetivo: en prim er lugar, se trata de

analizar los patrones regionales de crecim iento de los servicios en España y establecer

posibles lím ites a su crecim iento; en segundo lugar, se pretende identificar la existencia

de relación entre las pautas de crecim iento de los servicios y la especialización sectorial

en actividades terciarias.

La consecución de esos fines se realizará a través de un estudio de convergencia en el

volum en de ocupados en actividades terciarías aplicando la técnica de cointegración a

las series de em pleo regionales en los servicios. Este análisis perm itirá identificar la

dinám ica de los m odelos regionales de terciarización en España, com pletándose con el

estudio de la evolución regional del V .A .B. terciario desagregado.

2. Efectos del comportamiento del sector servicios en el crecimiento

regional.

L a existencia de diferencias regionales en la dotación de factores y el aprovecham iento

de rendim ientos crecientes en ciertos servicios cuya proxim idad al usuario no es

necesaria constituye una prim era explicación a los distintos niveles de especialización

sectorial que alcanzan las regiones. En principio esto no debería tener efectos negativos,

puesto que la especialización es una de las leyes básicas de la eficiencia económ ica y

podrían beneficiarse de ella todas las regiones. S in em bargo, la especialización puede

ser fuente de desventajas para aquellas econom ías que se quedan atrapadas en un

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Patrones de convergencia regional en los servicios de la economía española

equilibrio sectorial con una baja terciarización, especialm ente si los servicios de los que

no disponen son aquellos que pueden tener m ás incidencia en la m archa global y

desarrollo de la econom ía regional (nuevos servicios, servicios de alta tecnología,

servicios a em presas, entre otros).

Com o señalan L lorca V ivero et a l (1996) los servicios pueden contribuir al crecim iento

y bienestar de las sociedades al m enos por tres vías. E n prim er lugar, m ediante la

exportación de aquellos en los que la nación o la región se haya especializado por

disponer de una m ejor dotación de recursos o m ostrar una ventaja técnico-organizativa.

En segundo lugar, al cubrir una dem anda de actividades terciarias m uy diversas que va

surgiendo en la población a m edida que las sociedades progresan. Y en tercer lugar, al

incidir decisivam ente en la m ejora de las productiv idad del conjunto de actividades

económ icas por la intensa interrelación que existe entre los servicios y el resto de

actividades, especialm ente las m anufactureras.

L a prim era vía constituye la m ás im portante actividad económ ica de m uchas de las

regiones españolas por el am plio crecim iento que el sector turístico ha alcanzado en

ellas. E l bienestar de las sociedades depende en buena m edida del desarrollo que se

consiga en las actividades de la segunda vía. Por últim o, la tercera v ía es fundam ental

para asegurar un crecim iento equilibrado y consistente de las regiones. Com o apunta

M as (1992) la com petitiv idad industrial depende tanto de las actividades directam ente

productivas com o de los servicios ligados a ellas, la conexión entre estas no sólo se

produce en el propio proceso de producción sino tam bién en fases anteriores y

posteriores al m ism o. A hora bien, las funciones de apoyo a las actividades productivas

pueden estar disponibles internam ente a la em presa o en su entorno exterior, es decir en

el m ercado circundante. Esto enlaza con la idea marshaliana del territorio entendido

como algo m ás que un elem ento inerte o pasivo en el que se localizan las actividades

económ icas. E n realidad este es la fuente de un conjunto de ventajas com parativas tales

como personal cualificado, cultura em presarial, tejido industrial desarrollado, am plias

infraestructuras, p roxim idad a los m ercados, entre otras. Eso es lo que hace atractivas a

unas regiones frente a otras y lo que im pulsa o detiene su crecim iento. La disponibilidad

de una am plia oferta de servicios a em presas eficientes puede considerarse com o parte

de esa infraestructura económ ica regional que fom enta el crecim iento (Begg, 1993).

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P o r lo tanto, si las diferencias entre las regiones son consecuencia de que algunas de

ellas exploten servicios de la prim era vía y otras no hayan sido capaces de hacerlo, o no

d ispongan de la dotación adecuada de factores para ser com petitivas en ello, la

existencia de distintos niveles de terciarización no resulta clave. Pero si algunas

regiones m anifiestan la im posibilidad por desarrollar en el seno de su territorio un

entram ado terciario capaz de garantizar la prestación de un am plio y com petitivo

conjunto de servicios y esa, al m enos en parte, es la causa de su m enor terciarización, no

cabe duda de que traerá consigo un em pobrecim iento regional. Cuando se identifica este

segundo caso es precisa la actuación pública para estim ular tanto la oferta com o la

dem anda regional de servicios a em presas y salir de la tram pa de bajo crecim iento

terciario en la que se ha caído (M artínez y Argüelles, 1997).

3. El modelo: análisis de convergencia con cointegración.

Se dice que una cierta variable y ¡ es integrada de orden d, I(d), cuando es necesario

diferenciarla d veces para que sea estacionaria. El concepto de cointegración, que se

debe a Engle y G ranger (1987), consiste en la existencia de una relación lineal estable a

lo largo del tiem po entre dos o m ás variables. Así, dado un vector x, com puesto por n

variables todas ellas integradas del m ism o orden d , se dirá que están cointegradas si

existe un vector a que origine una com binación lineal de las variables de x t tal que esta

tenga un orden de in tegrabilidad h donde h=d-by siendo b>0. A dicho vector a se le

denom ina vector de cointegración.

La existencia de dicho vector de cointegración entre dos o m ás variables im plica, por lo

tanto, la presencia de una relación de equilibrio a largo plazo entre ellas, de tal form a

que, aunque periodo a periodo pueden existir desviaciones, en el largo plazo hay un

equilibrio estable entre las variables que form an parte de dicho vector. Esta doble

relación entre el corto y el largo plazo se puede com binar con la utilización de los

m odelos V A R no estacionarios y los m odelos con m ecanism o de corrección del error

(M C E), dando lugar a los V E C M (un m odelo V A R con M CE). S in em bargo, el

concepto de equilibrio estadístico no tiene por qué coincidir con el económ ico (véase,

por ejem plo, A chuelo, 1993). E l equilibrio en térm inos estadísticos tan solo supone que

se observa una relación lineal entre variables que se ha m antenido durante un largo

periodo de tiem po; pero el significado económ ico de dicha relación de equilibrio

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Patrones de convergencia regional en los servicios de la economía española

depende de la teoría que se este aplicando. P or ello, adecuadam ente form alizada, la

técnica de cointegración puede ser un excelente instrum ento para estudiar la

convergencia entre variables sobre las que se d ispongan de suficientes observaciones

tem porales.

B utton y Pentecost (1993) aplican la entonces incipientes técnicas de cointegración para

analizar la existencia de convergencia entre las series de participación del empleo

terciario en el total en las regiones británicas. E l estudio que realizan analiza si existe

convergencia sim ultáneam ente entre todas ellas o no; pero no perm ite identificar la

posible existencia de convergencia a d istin tos niveles. A dem ás, la u tilización de datos

de participación del em pleo terciario en el total en vez de utilizar datos absolutos de

em pleo en el sector servicios puede inducir a errores ya que un aparente crecim iento de

la participación de los servicios es posible que en realidad oculte una profunda crisis

económ ica en la que se produce una in tensa destrucción de em pleos industriales y/o

prim arios que elevan artificialm ente el porcentaje del em pleo terciario.

Suriñach et a i (1995) proponen un m étodo alternativo que posibilita realizar un estudio

sim ultáneo entre m uchas econom ías com parando cada una de ellas con un agregado del

resto. Este procedim iento perm itiría adem ás trabajar con las series de em pleo terciario

en térm inos absolutos y no con las series de participación de em pleo en los servicios

sobre el em pleo total. Para ello, los autores proponen prim ero contrastar la existencia de

tendencias com unes en la evolución regional de una variable económ ica utilizando una

relación estática entre la í-ésim a econom ía y el resto de econom ías con las que la

com param os. Esta relación es puram ente em pírica y no se basa en un m odelo causal que

la respalde. N o obstante el cum plim iento por parte de la m ism a de las condiciones a las

que nos referirem os a lo largo de este trabajo perm ite interpretar la relación existente

entre la región y el conjunto del resto de la econom ía. Si se encuentran trayectorias

com unes, m ediante el análisis de los coeficientes del vector de cointegración se puede

estudiar su carácter convergente, divergente, o neutro.

Es posible adaptar dicho m étodo a los objetivos específicos de este trabajo. Sean SS¿ (

y SS„ f los ocupados en sector servicios en la econom ía /-ésim a y en el resto de la fí ,1

econom ía nacional (total nacional m enos los ocupados en la /-ésim a econom ía),

respectivam ente, en el m om ento t. Se puede suponer que entre el crecim iento del sector

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Patrones de convergencia regional en los servicios de la economía española

servicios en una econom ía /-ésim a y ei crecim iento deí m ism o sector en el resto existe

una relación estática de tipo em pírico com o la que se recoge en la siguiente expresión:

SSlit =

donde A¿ = , y es un térm ino determ inista distinto para cada econom ía que m ide

la proporción de equilibrio en el largo plazo entre el valor de la variable para el caso

particu lar y el total.

En efecto, se puede considerar que el crecim iento del em pleo en los servicios en una

econom ía i tiene relación con factores externos com o pueden ser el crecim iento de la

renta en el resto de econom ías porque se traduciría en el increm ento deí propio em pleo

terciario al estim ular la dem anda de servicios ofrecidos en i (por ejem plo, turismo).

A sim ism o, si se supone que las econom ías son abiertas y que los consum idores tienen

inform ación perfecta, ei desarrollo de nuevos servicios a las em presas o servicios

sociales en el resto de econom ías provoca que su tja una dem anda para ellos en i que

arrojaría com o resultado increm entos del em pleo terciario en esta econom ía hasta que

desapareciesen los beneficios extraordinarios que puedan obtener las em presas que se

dedican a la prestación de estos servicios.

L inealizando la expresión con la que se recoge esta relación se obtiene:

LnSSu = Mí + a¡LnSSnt + s it

A partir de esta1 form ulación, interesa especialm ente la estim ación y análisis del

parám etro a¡ puesto que recoge la elasticidad del em pleo terciario en la econom ía i-

ésim a ante un cam bio en los ocupados en los servicios del agregado total. U na

elasticidad negativa im plica que el com portam iento de la econom ía /-ésim a sigue una

dirección opuesta a la del conjunto; un valor nulo, por su parte, im plicaría que no existe

tal relación. A sí pues, para poder aceptar la form ulación presentada basta con obtener

valores de a¡ significativam ente m ayores que cero. U na vez superado tal contraste, el

com portam iento de largo plazo del em pleo terciario en las econom ías abiertas

analizadas vendrá dado por el valor que tom e este parám etro, cuya interpretación en un

contexto de crecim iento terciario se resum e en el Cuadro n° 1.

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Por o tra parte, debe señalarse que ja corrige por el tam año de cada econom ía la respuesta

de su em pleo terciario a la evolución del resto.

D ebido a que las series con las que se trabaja m uy probablem ente no sean estacionarias,

com o ocurre con la m ayor parte de las series económ icas, surge un im portante problem a

a la hora de estim ar la ecuación arriba presentada. Si, efectivam ente, las series no son

estacionarias la estim ación sim ple de dicha ecuación ocasionaría regresiones espurias.

D ado que el objetivo del presente trabajo es contrastar la presencia de tendencias

com unes de largo plazo en la evolución regional del em pleo terciario para, a partir de

ello, in terpretar el com portam iento convergente o divergente del m ism o, es preceptivo

que se parta de la relación en niveles. N o se puede, por lo tanto, tom ar diferencias para

evitar el problem a de no estacionariedad de las series.

S in em bargo, una relación estática en niveles de variables con tendencias estocásticas

que proporcione una com binación lineal (residuos del m odelo) que no presente este tipo

de tendencias (existencia de cointegración) sería la base para afirm ar que tales variables

m antienen una relación de equilibrio a largo plazo, y por consiguiente para que, en

nuestro caso, se pudiera afirm ar la presencia de tendencias com unes en la evolución del

em pleo terciario de la región y la nación a partir de las cuales se estudien los patrones de

convergencia. A dem ás, el peligro de establecer relaciones de tipo espurio po r trabajar

con esta clase de variables queda descartado ya que los residuos de una relación de este

tipo presentan tendencias estocásticas, por lo que la existencia de tendencias com unes

sería rechazada.

Es p o r todo ellorpor lo que se estim a la relación arriba presentada com o un vector de

cointegración que actúa com o m ecanism o de corrección del error en un m odelo V ECM

com pleto (V A R con M CE) para cada econom ía:

pi a iALnSSj t - X Vpi&LnSS¡ t_p + ¿ (¡>(úiALnSSn l^(ú + yí(LnSSi t _i ~|a{- ~ a iLnSSt¡(_l ) + s Uí

p l= l 0)1=1

P2 02ALnSSn { — £ Tp2ALnSSi t + £ O «2&L?iSSf¡i¿ “ H/ — ct>¡LnSSf¡ ¿_j) + £2?,/

p 2 = I 0)2=1

donde nos interesa exclusivam ente los parám etros del propio vector de cointegración (ji¡

y a¡). A unque aprovechando el análisis efectuado puede ser interesante recoger el valor

Patrones de convergencia regional en los servicios de la economía española

que tom a la estim ación del parám etro /,., que recoge la rapidez del ajuste, puesto que

indica la velocidad con la que la /-ésim a región re tom a a su relación estable con el resto

cuando por alguna razón esta sufre una desviación. Los elem entos ̂ . r ,F & £ r pA£n1SS'//p=i

£ <£><siMnSS no resu ltan relevantes en este estudio pues recogen las relaciones deQ £

{0=1

coito plazo cuando se buscan las relaciones en el largo plazo.

4. Resultados empíricos.

4.1. Los datos.

Los datos utilizados en esta investigación corresponden al volum en de ocupados en los

servicios en las 17 com unidades autónom as españolas (CCA A en adelante) y al

resultado de restar al total nacional el em pleo terciario en cada una de estas 17 CCAA.

Las series tem porales de em pleo terciario po r regiones han sido tom adas de la base de

datos TEM PU S dél Instituto N acional de E stad ística que se inicia en el prim er trim estre

de 1977 y term ina en el segundo trim estre de 1997. Para la exposición de los resultados

tam bién se em plean datos procedentes de la Contabilidad Regional de España de 1990

realizada p o r el I.N .E..

Esta base de datos se caracteriza po r la alta heterogeneidad sectorial que presentan las

distintas econom ías regionales españolas. E n ella se encuentra un espectro de regiones

que van desde altísim os grados de terciarización a causa de econom ías

fundam entalm ente basadas en el sector turístico (Baleares, Canarias, entre otras) hasta

aquellas en las que su actividad económ ica depende aún de sectores prim arios (Galicia,

La R ioja, entre otras) pasando por las que son principalm ente industriales (País Vasco,

A sturias, entre otras) o sectorialm ente equilibradas (Cataluña, V alencia, entre otras).

El Cuadro n° 2 presenta inform ación sintética acerca de la evolución de los ocupados en

los servicios en las regiones españolas durante el periodo com prendido entre el p rim er

trim estre de 1977 y el segundo trim estre de 1997, poniéndose de m anifiesto tanto el

im portante crecim iento de los ocupados en estas actividades com o la existencia de esa

alta heterogeneidad entre CC A A a la que se hacia referencia. A sim ism o, el G ráfico n° 1

y el

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Patrones de convergencia regional en los servicios de la economía española

Gráfico n° 2 representan la evolución temporal en las regiones españolas de la participación de los ocupados en los servicios sobre los ocupados totales y del volumen de ocupados terciarios, respectivamente. Estos gráficos apuntan la posibilidad de que tanto las tasas de ocupados en los servicios como el número de ocupados en estas actividades converjan hacia más de un nivel.

4.2. Principales resultados.

Para poder aplicar el planteamiento propuesto, basado en un análisis de las tendencias comunes entre la evolución regional del empleo terciario y la evolución de esa misma variable en el resto de la nación, es necesario, en primer lugar, conocer el orden de integración de las series trimestrales de empleo terciario de cada región y las series resultantes de restar al conjunto nacional el empleo en cada una de las 17 CCAA. Es decir, se precisa realizar un contraste de raíces unitarias para conocer si tales series tienen o no tendencia, y en el previsible caso de que así sea como es de esperar a partir de la representación gráfica de las mismas, determinar si esta es determinista o estocastica.

El contraste utilizado con tal fin ha sido el ADF (Dikey y Fuiler, 1981), que se basa en el DF propuesto por esos mismos autores (Dikey y Fuiler, 1979). Con el DF se toma como hipótesis nula que el proceso sea un paseo aleatorio y como hipótesis alternativa que este sea un AR(1) estacionario. Este contraste se puede realizar bajo tres especificaciones distintas: con término constante y tendencia; sólo con término constante, sin tendencia; o sin tendencia ni constante. Debido a las distintas implicaciones que cada una de estas tres posibles formas de calcular el contraste DF tiene sobre el comportamiento de las variables, y con la intención de encontrar el proceso de generación de datos que mejor caracteriza a las series, se seguirá la estrategia más comúnmente aceptada, consistente en ir del modelo más general (con tendencia y término constante) al más particular (sin tendencia ni constante) eliminando la tendenciao el término constante según su significatividad estadística, siempre que la hipótesis nula no sea rechazada. El ADF sólo añade al DF una estructura de retardos de la variable dependiente que permite capturar la estructura autorregresiva de esta, quedando la auto correlación lo más incorrelada posible. La elección del número de retardos a utilizar se realiza aplicando el criterio de Schwert (1989) que en este caso, con un

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Patrones de convergencia regional en los senncios de la economía española

tamaño muestral de 81 observaciones cuatrimestrales, supone la utilización de tres retardos.

Los resultados alcanzados al aplicar el contraste ADF con tres retardos a las series en nivel permiten rechazar la ausencia de raíces unitarias al 1 por cien en todas las series (véase Cuadro n° 3 donde se presenta el valor del estadístico ADF observando que este siempre es mayor a los valores críticos no pudiendo rechazar la hipótesis nula de no estacionariedad de las series en niveles). Tras aplicar este contraste a las series en primeras diferencias tomando de nuevo tres retardos se puede rechazar la hipótesis nula de no estacionariedad al 1 por cien en la mayor parte de los casos; salvo en Baleares, Cataluña, Castilla y León y Valencia, por su parte en Andalucía el rechazo se produce a un nivel próximo al 10 por cien (véase el Cuadro n° 4 donde se presenta el valor del estadístico ADF que toma valores menores a los valores críticos pudiendo rechazar la presencia de raíces unitarias en las series en primeras diferencias). Por lo tanto, se puede concluir que las series de empleo terciario de las 17 CCAA españolas son integradas de orden uno, denotándolo por 1(1). En el Cuadro n° 3 y en el Cuadro n° 4 se muestra además el contraste para el total nacional obteniendo los mismos resultados, es decir, no se puede rechazar la hipótesis nula en niveles mientras que si es posible hacerlo al tomar primeras diferencias a un nivel del 5 por cien. Este comportamiento se repite con pequeños cambios para las 17 series resultantes de restar al total nacional el volumen de ocupados en servicios de cada CCAA. Es decir, las series resultantes de dicha diferencia también son 1(1). En definitiva, y como conclusión a este primer análisis de las series, tanto de las correspondientes a cada CCAA como las correspondientes al total nacional menos cada CCAA, se comprueba que todas ellas están integradas de orden uno.

Tras contrastar que todas las series están integradas de orden uno se pueden aplicar los contrastes de cointegración propiamente dichos, estimando mediante los mismos los coeficientes de interés económico, especialmente el valor que toma el parámetro a en cada región. Los dos métodos de estimación de las relaciones de cointegración más comúnmente empleados son el método bietápico de Engle y Granger (Engle y Granger, 1987) y el procedimiento máximo verosímil de Johansen (Johansen, 1988).

El método bietápico de Engle y Granger (1987) consiste en estimar primero la relación de cointegración por mínimos cuadrados ordinarios (MCO) para posteriormente estimar el MCE introduciendo los residuos de la relación de cointegración. A pesar de que se

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Patrones de convergencia regional en los servicios de la economía española

trata de un procedimiento muy sencillo e intuitivo no está exento de inconvenientes. Por una parte, cuando se estudian relaciones entre más de dos variables podría existir más de un vector de cointegración siendo el que se obtiene mediante este método una combinación lineal de ellos. Este problema, sin embargo, no afecta al presente trabajo donde sólo se utilizan dos variables (empleo terciario en la /-esima región y empleo terciario en el resto). No obstante, otro problema, que sí afectaría a está investigación, radica en la ausencia de distribuciones límite bien definidas para los estadísticos que proporciona este método. Los residuos de la regresión efectuada en la primera etapa se pueden emplear para realizar contrastes de la existencia de cointegración entre las variables, si están ’cointegradas los errores deben ser estacionarios, lo que se contrasta mediante el DF o ADF. Pero la estimación por MCO al elegir los estimadores que provoquen la menor varianza muestral hace que los residuos parezcan lo más estacionarios posibles por lo que los contrastes antes mencionados tenderán a rechazar la no estacionariedad con demasiada frecuencia.

Estas dificultades aconsejan realizar la estimación a través del procedimiento máximo verosímil de Johansen (1988) que permite estimar todos los vectores de cointegración sin imponer a priori que únicamente hay uno y sin verse afectado por la endogeneidad de las variables implicadas en la relación de cointegración. Además este método permite un contraste de la relación de cointegración al tiempo que se realiza su estimación1.

Los resultados del contraste de las relaciones cointegración que permite realizar et procedimiento máximo verosímil de Johansen se presentan en el Cuadro n° 5. Según este contraste puede aceptarse la existencia de cointegración en el volumen de empleo terciario entre todas las regiones y esa misma variable en el resto de la nación, salvo en los casos de Galicia y La Rioja (véase el Cuadro n° 5). Este resultado se puede explicar por hecho de que la economía de estas dos regiones se basa aún en actividades primarias, no habiendo desarrollado un sector servicios suficientemente amplio. Tal comportamiento económico se refleja estadísticamente en el rechazo de tendencias comunes entre las series de empleo terciario de estas dos regiones y las correspondientes al resto. En los casos de Andalucía, Cantabria, Baleares y Castilla La Mancha, se acepta la existencia de cointegración a un nivel del 5 por cien, a diferencia de las demás CCAA donde la aceptación se produce al 1 por cien.

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Patrones de convergencia regional en los servicios de la economía española

El Cuadro n° 6 muestra los resultados de la estimación de la relación de cointegración en las regiones en las que se ha aceptado su existencia. Respecto al parámetro de velocidad del ajuste, J , como era de esperar toma valores negativos en todos los casos, indicandoque el MCE introducido en la formulación VAR actúa como corrector de la desviaciones de corto plazo. En general los valores de este parámetro son muy similares entre las distintas CCAA, aunque es preciso señalar la mayor lentitud que Asturias, Extremadura y Murcia presentan en su retomo al equilibrio con el resto de las CCAA cuando por cualquier razón se desvían del mismo. De igual modo es llamativa la alta velocidad de ajuste encontrada en Navarra.

Con el fin de facilitar la interpretación económica de los resultados de la estimación del a¡ por el procedimiento de Johansen éstos han sido agrupados aplicando como criterio de clasificación el grado de terciarización de cada región, que se obtiene a partir de la siguiente expresión y cuyos resultados concretos se presentan en el Cuadro n° 7.

~SSlLG T = — — °)---------1 (S S n -S S i)/_ _

/(O n -O i)

Donde SSi es la media de ocupados en los servicios en ía z-ésima CCAA durante elperiodo comprendido entre el primer trimestre de 1977 y el segundo de 1997, SSn lamedia de ocupados en los servicios en el total nacional en dicho periodo, Oí la media deocupados totales en la /-ésima CCAA para el mismo rango temporal y <9« los ocupados totales en toda la nación durante el periodo analizado.

Se ha considerado que las CCAA que toman un valor mayor o igual a 1,05 pueden considerarse como relativamente muy terciarizadas; mientras que aquellas que presenten un valor inferior o igual a 0,95 serán consideradas como relativamente poco terciarizadas y el resto, las comprendidas entre 0,95 y 1,05, serán consideradas como las que tienen un grado relativo de terciarización intermedio.

En el Cuadro n° 8 se combina este criterio con el valor del a¡ estimado, obteniendo nueve grupos potenciales a partir de los cuales es más sencillo interpretar los resultados. Como se puede ver en dicho cuadro el empleo terciario de Baleares, Canarias, Cataluña,

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Patrones de convergencia regional en los servicios de la economía española

Andalucía y Murcia crece a una mayor proporción que en resto de CCAA. Cataluña y Murcia parten de un grado de terciarización medio y, por lo tanto no tardarán en aproximarse a las regiones más terciarizadas. Baleares, Canarias y Andalucía estando ya en una posición de altos niveles relativos de terciarización aumentan su diferencia con el resto de regiones. Valencia, Castilla la Mancha, Navarra y Cantabria mantienen su proporción estable respecto al agregado del resto de regiones. La primera de este segundo grupo tiene inicialmente un grado medio de terciarización que tiende a mantener, pero las otras tres parten de niveles relativos de terciarización bajos, no siguiendo una pauta de crecimiento más intenso que las aproxime a los niveles medios o altos, pero tampoco alejándose más de ellos. Por último, Madrid, País Vasco, Castilla y León, Aragón, Extremadura y Asturias ven crecer su empleo terciario a un menor ritmo que el total nacional. Madrid es la CCAA con un nivel de terciarización inicial más alto, dando muestras de agotamiento en su crecimiento terciario. El País Vasco parte de una situación media de la que tiende a alejarse de forma negativa. Las otras cuatro regiones experimentan un proceso de divergencia respecto al agregado nacional, aunque convergen entre ellas a bajo nivel. Estas cuatro últimas regiones son las que más preocupan, puesto que teniendo niveles relativos de terciarización bajos tienden a la divergencia respecto al agregado del resto.

Para poder determinar las causas de los diferentes crecimientos terciarios regionales sería preciso hacer un estudio más desagregado de los servicios con el fin de identificar las diferentes estructuras terciarias identificando las ramas de actividad que dinamizan o frenan el desarrollo terciario de cada región. Lo metodológicamente correcto sería seguir empleando el empleo terciario como variable de referencia en este análisis, el problema radica Bn el escaso nivel de desagregación de los datos de empleo terciario en España. Por ello se utilizan los datos del V.A.B. terciario por CCAA para 1990 que el I.N.E. facilita desagregados en grandes ramas de actividad (servicios destinados a la venta y servicios no destinados a la venta; dividiendo a los primeros en: servicios de transportes y comunicaciones, restaurantes reparaciones y recuperación, servicios bancarios y financieros y otros servicios destinados a la venta). Comparando los resultados de la estimación de a¡ con la participación porcentual del V.A.B. de cada rama de actividad de servicios en el V.A.B. terciario total (dei Gráfico n° 3 al Gráfico n° 5) se puede realizar una aproximación a algunas de las causas de las diferentes dinámicas de los servicios de las regiones españolas.

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Patrones de convergencia regional en los senñcios de la economía española

En el Gráfico n° 3 se puede ver que las CCAA que experimentan mayor crecimiento terciario son las que tienen un sector turístico mayor (Baleares, Canarias y aunque en menor medida también Andalucía, Valencia, Cataluña y Murcia). Las regiones que menos crecen, en su empleo terciario son las que tienen un componente turístico menor (Madrid, Asturias, Castilla y León y Extremadura entre otras). Es decir, la primera causa de diferencias en el crecimiento de los servicios entre regiones es la mayor o menor especialización en actividades turísticas (servicios de la primera vía a los que nos referíamos en el segundo apartado de este trabajo).

Sin embargo, como se puede apreciar en el Gráfico n° 4 y en el Gráfico n° 5, algunas de las regiones que menor crecimiento terciario experimentan (Extremadura, Aragón y Asturias sobre todo) parten de una dotación de servicios financieros y otros servicios, que podemos considerar como correspondientes a la tercera vía, inferior a la media. Es decir, en esos casos no sólo es el turismo la rama que marca diferencias entre regiones. Los servicios de Madrid, País Vasco y Navarra crecen menos que los de el resto de CCAA pero parten de niveles de servicios financieros y otros servicios muy altos; mientras que en los casos mencionados con anterioridad la debilidad de la presencia del sector servicios regional se deriva tanto de la reducida presencia de actividades terciarias de la que parten como de la baja dotación de servicios fundamentales para su atractivo económico.

5. Resumen y conclusiones.

El objetivo de este trabajo era analizar las pautas regionales de terciarización que se han desarrollado en España a partir de la aplicación de la técnica de cointegración a las series de empleo disponibles para el ámbito temporal comprendido entre 1977 y 1997. Con el fin de facilitar la interpretación de los resultados se han identificado nueve grupos potenciales de regiones a partir de la combinación del ritmo relativo de crecimiento de los servicios con el grado de terciarización de cada una de ellas. Los resultados alcanzados han permitido constatar la existencia de ritmos regionales perfectamente diferenciados que se pueden resumir en cuatro grandes grupos: regiones muy terciarizadas en las que se observa una gran intensidad en el crecimiento del empleo en los servicios; regiones muy terciarizadas en las que se observa una desaceleración apreciable en el ritmo de crecimiento del empleo en los servicios;

15

Patrones de convergencia regional en los servicios de la economía española

regiones estabilizadas que presentan un grado de terciarización medio y una senda de crecimiento similar a la del resto de regiones; y, finalmente, regiones poco terciarizadas en las que el sector crece con mayor lentitud que en el resto de regiones.

La comparación de estos resultados con la estructura desagregada del sector servicios en cada región identificada a partir de la composición del V.A.B. terciario ha permitido realizar una aproximación más precisa a las posibles causas y consecuencias de la existencia de diversas pautas de crecimiento. Así, el papel desempeñado por el turismo es clave, puesto que no sólo explica las fuertes tasas de crecimiento de las regiones más terciarizadas, sino también la lentitud en el ritmo de terciarización de otras regiones.

La desaceleración relativa del crecimiento de los ocupados en los servicios que se observa en algunas regiones tiene consecuencias distintas en función de la composición inicial del sector servicios. En este sentido, llama especialmente la atención la situación de Extremadura, Aragón y Asturias, ya que se caracterizan por presentar simultáneamente una baja tasa de terciarización relativa, una reducida presencia de servicios financieros y otros servicios, así como un ritmo de crecimiento de las actividades terciarias claramente inferior al que presenta el sector en el resto de España. Estas circunstancias pueden tener un impacto negativo en su potencial de crecimiento futuro.

6. Referencias bibliográficas.

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16

Patrones de convergencia regional en los servicios de la economía española

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Schwert, G.W. (1989): “Test for unit roots: A Monte Cario investigation”, Journal o f Bussines and Economic Stadistics, n° 7, Pp: 147-159

17

Patrones de convergencia regional en los senecios de la economía española

CUADROS Y GRÁFICOS

Cuadro n° 1; Interpretación de distintos valores de la elasticidad a¡ según las

situaciones iniciales.

El sector servicios de la economía El sector servicios de la economíaanalizada es mayor que la media analizada es menor que la media

del resto . del resto

0<a¡<l Convergencia Divergenciaat~ l Mantenimiento de la situación actual Mantenimiento de la situación actuala> l Divergencia Convergencia(*) Siempre bajo el supuesto de un contexto de crecimiento del sector terciario.

Fuente: Elaboración propia.

18

Patrones de convergencia regional en los servicios de la economía española

Cuadro n° 2: Evolución del empleo en los servicios en España. Primer trimestre de

1977 a primer trimestre de 1997.

RegiónParticipación de ios

ocupados en los servicios en el total de ocupados

Ocupados terciariarios en

1997 (1977=100)

Tasa de creci­miento media

anual

Participación en el total de

ocupados nacionales en

servicios (1997)1977 1997Andalucía 42,13% 63,05% 164,75 2,53% 15,63%

Aragón 38,92% 56,64% 141,36 1,75% 3,02%

Asturias 34,28% 57,84% 129,20 1,29% 2,34%

Baleares 49,95% 71,22% 178,31 2,93% 2,53%

Canarias 57,47% 73,52% 169,68 2,68% 5,01%

Cantabria 36,12% 57,84% 136,88 1,58% 1,15%

Cast, la Mancha 34,21% 53,62% 152,35 1,87% 5,79%

Castilla León 35,57% 57,57% 144,95 2,13% 3,52%

Cataluña 41,75% 58,98% 147,18 1,95% 16,62%

Extremadura 37,32% 60,15% 137,78 1,62% 2,16%

Galicia 27,46% 49,60% 133,48 1,45% 5,70%

Madrid 61,39% 72,00% 134,94 1,51% 16,21%

Murcia 40,0 í% 64,04% 187,34 3,19% 2,80%

Navarra 37,59% 52,59% 154,79 2,21% 1,32%

País Vasco 38,55% 60,23% 147,25 1,95% 5-,48%

Rioja 31,60% 51,29% 156,45 • 2,26% 0,60%

C. Valenciana 39,68% 59,90% 161,93 2,44% 10,11%

Media España 40,72% 61,36% 149,71 2,04% 100,00%

Fuente: Elaboración propia a partir de los datos del I.N.E..

19

Patrones de convergencia regional en los servicios de la economía española

Gráfico ii° 1: Evolución del volumen de empleados en el sector servicios por

regiones (1977.1-1997.2). Serie logarítmica.

Años

Fuente: Elaboración propia a partir de datos del I.N.E..

Gráfico n° 2: Evolución de la participación del empleo terciario en el total por

regiones (1977.1-1997.2). En porcentajes.

-Andalucía -Aragón Asturias

-Saleares -Canarias

Cantabria -La Mancha -C . y León 'Cata luña -Valencia * Extremadura -Galicia *Pals Vasco -Navarra

Madrid -Murcia ■Rioja ___

t j) <3> G> & <7>O) O c j <■> * U) *£ Cp

O O CJ <7> O) C> O G í O

Fuente: Elaboración propia a partir de datos del I.N.E..

20

Patrones de convergencia regional en los servicios de la economía española

Cuadro n° 3: Resultados de aplicar el contraste ADF a las series de empleo

terciario en niveles por regiones (1977.1-1997.1). (*)

Significatividad de la: Estadístico ValoresRegión Tendencia Constante ADF Críticos

Andalucía - - 3.5255 -2.5926(1%) -1.9444 (5%)

Aragón . 0.1568 (0.8%)

19.1159(1.8%)

-2.4405 -4.0787(1%) -3.4673 (5%)

Asturias - 1.8119 -2.5926 (1%) -1.9444(5%)

Baleares - - 2.6821 -2.5926(1%) -1.9444 (5%)

Canarias - - 2.8044 -2.5926 (1%) -1.9444 (5%)

Cantabria - - 1.7909 -2.5926 (1%) -1.9444 (5%)

Cataluña 0.6537(0.8%)

49.9331(4.2%)

-2.1625 -4.0787(1%) -3.4673 (5%)

Cast. La Mancha 0.1535(1.9%)

16.6809(3%)

-2.1982 -4.0787(1%) -3.4673 (5%)

Castilla y León 0.2091(3.6%)

26.2450(3.6%)

-1.9824 -4.0787 (1%) -3.4673 (5%)

Extremadura - - 1.4253 -2.5926(1%) -1.9444 (5%)

Galicia 0.1907(5%)

27.3060(5.6%)

-1.9335 -4.0787(1%) -3.4673 (5%)

Madrid 0.8606(0%)

117.6330(1.7%)

-3.4559 -4.0787(1%) -3.4673 (5%)

Murcia 0.1481(2.4%)

11.6884(4.5)

-1.9997 -4.0742 (1%) -3.4652 (5%)

Navarra 0.0865(2.2%)

8.5404(4.2%)

-2.0626 -4.0787 (1%) -3.4673 (5%)

País Vasco 0.2202(2.5%)

25.5156(4.9%)

-2.0032 -4.0787(1%) -3.4673 (5%)

La Rioja 0.0377(3.6%)

4.8431(1.8%)

-2.3144 -4.0787 (10%) -3.4673 (5%)

Valencia - - 2.8537 -2.5926(1%) -1.9444 (5%)

Total nacional 2.2929(1.3%)

228.7366(3%)

-2.2013 -4.0887 (1%) -3.4673 (5%)

(*) Tomando tres retardos en todas las ocasiones de acuerdo con el criterio de

Schwert (1989),

Fuente: Elaboración propia a partir de datos del I.N.E..

21

Patrones de convergencia regional en los servicios de la economía española

Cuadro n° 4: Resultados de aplicar el contraste ADF a las series de empleo

terciario en primeras diferencias por regiones (1977.1-1997.1). (*)

Significatividad de la: Estadístico ValoresRegión Tendencia Constante ADF/DF Críticos

Andalucía - - -1.4676 -2.5929(1%) -1.9445 (5%)

Aragón - - -3.0601 -2.5929 (1%) -1.9445(5%)

Asturias - - -3.6621 -2.5929(1%) -1.9445 (5%)

Baleares - - -2.3986 -2.5929 (1%) -1.9445 (5%)

Canarias - 1.8508(2.4%)

-3.8660 -3.5164(1%) -2.8991 (5%)

Cantabria - - -4.1169 -2.5929(1%) -1.9445 (5%)

Cataluña - - -2.5549 -2.5929 (1%) -1.9445 (5%)

Cast. La Mancha - - -3.2493 -2.5929(1%) -1.9445 (5%)

Castilla y León - - -2.4878 -2.5929 (1%) -1.9445(5%)

Extremadura - - -3.0787 -2.5929(1%) -1.9445 (5%)

Galicia - - -3.1886 -2.5929 (1%) -1.9445 (5%)

Madrid - - -3.0319 -2.5929 (1%) -1.9445 (5%)

Murcia - 1.1871(3.5%)

-4.9732 -3.5164(1%) -2.8991 (5%)

Navarra - - -4.0554 -2.5929 (1%) -1.9445 (5%)

País Vasco - 1.8632(4.3%)

-4.1230 -3.5164(1%) -2.8991 (5%)

La Rioja - - -4.4633 -2.5929(1%) -1.9445 (5%)

Valencia - 3.1704(4.7%)

-3.3122 -3.5164(1%) -2.8991 (5%)

Total nacional - - -2.3295 -2.5929(1%) -1.9445 (5%)

(*) Tomando tres retardos en todas las ocasiones de acuerdo con el criterio de

Schwert (1989).

Fuente: Elaboración propia a partir de datos del I.N.E..

22

Patrones de convergencia regional en los servicios de la economía española

C u a d ro n° 5: C o n tra s te del n ú m e ro de re lac io n es de co in teg rac ió n m ed ia n te el

p ro ced im ien to m áx im o verosím il de Jo h a n se n (1977.1-1997.2). (*)

Región

Contraste del número de relaciones de cointegración

Hipótesis Autovalores Logaritmo de verosimilitud

N° de relaciones de coiutegraclón

AndalucíaH 0: r=0 H,: r> 1

0.1566 20.19091*

H 0: ;<1 H ,: r=2

0.0147 1.1902

AragónH 0: i= 0 H ,: r> 1

0.2121 26.82741

H 0: ><1 H , : i= 2

0.0962 7.9936

AsturiasH0: r=0 H ,: r>\

0.2796 30.45261

H 0: ><1 H ,: 7-2

0.0557 4.5343

BalearesH 0: /= 0 H ,: r>í

0.2010 20.60531*

H 0: r<\ H ,: r=2

0.0422 3.3212

CanariasH 0: r 0 0.2909 32.5054

1

H 0: ><1 r=2

0.0654 3.3454

CantabriaH 0: r=0 H ,: r>l

0.1960 24.53481*

H 0: ;<1 H ,: i - 2

0.0846 7.0798

Cast. la M ancha '•H 0: r=0 0.1950 23.7585

1*

H 0: ><1 H ,: r=2

0.0769 6.4043

Castilla y LeónH 0: /= 0 H ,: ?->l

0.2703 33.43601

H 0: ><1 H,: r=2

0.0976 8.2182

CataluñaH 0: r=0 H ,:/> 1

0.3182 36.49421

H 0:/< 1 H l: i - 2

0.0699 5.7993

23

Patrones de convergencia regional en los servicios de la economía española

Región

Contraste del número de relaciones de cointegración

Hipótesis Autovalores Logaritmo de verosimilitud

N° de relaciones de cointegración

Extrem aduraH0: r=0 Hj:r>l H0: /<1 H,: r=2

0.2611

0.0496

27.9340

4.0223

1

GaliciaH0: r=0 H,: r> 1

0.1527 19.25290

H0: r<\ H,:r=2

0.0721 5.9882

M adridH0: /-O H,: r>\

0.2155 26.42341

ll IA

(O

0.0837 6.9997

M urciaH0: r=0 H,: r>\

0.2258 28.54501

H0: r<\ 0.0958 8.0665

NavarraH0: r=0 H,: r>l

0.3811 46.63221

H0: r<\ H,:r=2

0.1045 8.7205

País VascoH0: i=0 H,: r>\

0.2077 25.05221

B0:r<l H,: r=2

0.0807 6.6533

La RiojaH0: r=0 H ,:r>l

0.1642 20.16781*

H0: r<l H,: }-2

0.0730 5.9915

ValenciaBo:r=0 . H,:/->1

0.2694 33.46451

H0: ,<1 H,: /-2

0.1037 8.6551

(*) Los valores críticos son 24.60 al 1 por cien y 19.60 al 5 por cien para H0: r=0,

Ht: />1 y 12.97 al 1 por cien, 9.24 al 5 por cien para H0: r< 1, Ht: r=2. Siendo r el

número de relaciones de cointegración entre el empleo terciario en cada CCAA y

el empleo terciario en el resto de CCAA.

* A un nivel de significatividad del 5%.

Fuente: Elaboración propia a partir de datos del I.N.E..

2 4

Patrones de convergencia regional en los servicios de la economía española

C u a d ro n° 6: E stim ac ió n p o r el p ro ce d im ie n to m áx im o verosím il de Jo h a n se n del

v ec to r de co in teg rac ió n n o rm a liz a d o y del p a rá m e tro de veloc idad del a ju s te

(1977.1-1997.2).

R egión

V ecto r de co in teg rac ión E stim ación del p a rá m e tro de

velocidad del a juste : y(Desv. típica)

N úm ero de re ta rd o s inclu idos en el

V E C M com pletoM

E stim ación (Des. típica)

aE stim ación(Des. típica)

A ndalucía -3.1105 1.1675 -2.2689 4(0.2459) (0.0289) (0.0842)

A ragón -2.4853 0.8912 -0.3779 2(0.2281) (0.0263) (0.0984)

Asturias -1.7505 0.7882 -0.1181 2(0.3844) (0.0445) (0.0718)

Baleares -6.1469 1.2765 -.0.3160 4(0.5637) (0.0652) (0.0810)

Canarias -4.8603 1.2132 -0.2638 2(0.4617) (0.0537) (0.0547)

Cantabria -4.1779 0.9818 -0.2329 1(0.7748) (0.0825) (0.0578)

Cataluña -3.1916 1.1856 -0.2400 i(0.4004) (0.0472) (0.0433)

Cast. La M ancha -3.5386 1.0249 -0.3070 1(0.3958) (0.0570) (0.0730)

Castilla y León -2.1480 0.9326 -0.3019 1(0.2764) (0.0321) (0.0625)

Extrem adura -2.7287 0.8860 -0.1012 2(0.5050) (0.0584) (0.06846)

M adrid -0.2237 0.8393 -0.2458 1(0.3786) (0.0446) (0.0585)

M urcia 1.1630 -5.1700 -0.1482 1(0.0640) (0.5622) (0.0781)

Navarra -4.2702 0.9939 -0.7399 2(0.1737) (0.0200) (0.1358)

País Vasco * -2.2300 0.9223 -0.3194 2^ (0.3142) (0.0365) (0.0830)

Valencia -2.44037 1.0271 -0.3727 2(0.03600) (0.30801) (0.0753)

(*) Las CCAA de la Rioja y Galicia no se incluyen porque no superan el contraste de Johansen de cointegración.

Fuente: Elaboración propia a partir de los datos del I.N.E..

25

Patrones de convergencia regional en los senncios de la economía española

Cuadro n° 7: Clasificación de las regiones españolas según el grado de

terciarización (1977,1-1997.2).

R egión

s S i / L

GT,= — ----1 (S S n -S S l)//(O n -O i)

G ra d o re la tivo de te rc ia rizac ió n

M adrid 1.3651Canarias 1.2960 ALTO

Baleares 1.2053 G T ^ l.0 5

Andalucía 1.0808

País Vasco 0.9753Cataluña 0.9724 M EDIO

Valencia 0.9666 1.05>C?r>0.95M urcia 0.9568

Extremadura 0.9343Aragón 0.9251Cantabria 0.8980Navarra 0.8972

Castilla y León 0.8733 BAJO

Asturias 0.8631 0.95X37;

Cast. la M ancha 0.8185

La Rioja 0.8027Galicia 0.6914

Fuente: Elaboración propia a partir de los datos del I.N.E..

26

Patrones de convergencia regional en los servicios de la economía española

Cuadro 11o 8: Análisis del comportamiento de las regiones españolas a partir del a

estimado por el procedimiento máximo verosímil de Johansen*.

C C A A con un g rad o re la tiv o de te rc ia rizac ió n

alto

C C A A con un g rad o re la tiv o de

te rc ia rizac ió n m edio

C C A A con u n g rad o re la tivo de

te rc ia rizac ió n bajo

a > l

Baleares (1.2765) Canarias (1.2132) A ndalucía (1.1634)

Cataluña (1.1865) M urcia ( i . 1630) -

a ^ l ‘

V alencia (1.0271) C a s t La M ancha (1.0249) N avarra (0.9933) Cantabria (0.9818)

0<a¡<l

M adrid (0.8393) País V asco (0.9323) Castilla y León (0.9326) A ragón (0.8912) Extrem adura (0.8860) A sturias (0.7882)

* Las CCAA de La Rioja y G alicia no se incluyen pues no superan el contraste de Johansen de cointegración.

Fuente: Elaboración propia a partir del Cuadro n° 6 y del Cuadro n° 7.

27

Patrones de convergencia regional en los servicios de la economía española

Cuadro n° 9: Composición sectorial del V.A.B. terciario por CCAA (1990). En

porcentajes.

C C A A% V.A.B. T e rc ia r io so b re el

V .A .B. to ta l

% de las d is tin tas ram a s so b re el V .A.B. te rc ia r ioServ. no

destinados a la v en ta

H oste lería , r e s ta u ra n te s

y tu rism o

T ra n sp o rte s y com un ica­

ciones

Instituc iones de créd ito y

seguros

O tro s se r­vicios d es tin a­dos a la v en ta

A ndalucía 63.67 25.51 34.40 8.28 -8.47 23.34

A ragón 61.02 23.85 33.31 7.08 10.38 25.38

Asturias 59.82 24.12 29.40 10.46 9.35 26.67

Baleares 84.32 14.39 46.43 10.14 7.78 21.26

Canarias 79.74 20.93 44.46 10.01 5.97 18.63

Cantabria 63.29 20.97 25.15 9.13 9.80 34.95

Cast. y León 58.86 29.86 27.56 6.66 11.14 24.79

Cas. M ancha 53.64 26.62 32.32 7.66 10.03 23.36

Cataluña 59.12 15.32 34.05 9.56 12.77 28.29

Valencia 63.36 17.76 37.99 9.75 9.38 25.12

Extrem adura 62.86 33.23 32.20 5.66 8.18 20.73

Galicia 57.72 26.02 29.79 8.23 10.61 25.34

M adrid 80.00 21.69 26.31 10.44 14.19 27.37

M urcia 60.23 24.88 35.81 9.40 8.38 21.53

N avarra 53.82 21.07 30.15 10.10 12.20 26.48

País Vasco ■ 53.89 17.90 31.00 9.22 15.61 26.27

La rioja 46.23 23.89 34.79 6.94 12.39 22.00

T o ta l 63.91 21.47 32.82 9.14 11.11 25.45

Fuente: Elaboración propia a partir de datos del I.N.E..

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Patrones de convergencia regional en los servicios de la economía española

Gráfico n° 3: Relación entre las pautas de convergencia en ocupados en el sector

servicios de las regiones y la participación porcentual del V.A.B. en servicios de

hostelería, hoteles y restaurantes sobre el V.A.B. terciario total de 1990.

% del V.A.B. turístico en el V.A.B. terciario total

Fuente: Elaboración propia a partir de datos deí I.N.E.

Gráfico n° 4: Relación entre las pautas de convergencia en ocupados en el sector

servicios de las regiones y la participación porcentual del V.A.B. en servicios

financieros y bancarios sobre el V.A.B. terciario total de 1990.

% del V.A.B. en servicios financieros y bancarios en el V.A. B. terciario total

Fuente: Elaboración propia a partir de datos del l.N.E. 29

Patrones de convergencia regional en los senncios de la economía española

Gráfico n° 5: Relación entre las pautas de convergencia en ocupados en el sector

servicios de las regiones y la participación porcentual del V.A.B. en Otros servicios

destinados a la venta sobre el V.A.B. terciario total de 1990.

% del V.A.B. en otros servicios en el V.A.B. terciario total

Fuente: Elaboración propia a partir de datos del I.N.E.

NOTAS

* Los posibles errores que puedan figurar en este trabajo son de la exclusiva responsabilidad de los

autores quienes desean expresar su agradecim iento a los profesores de la U niversidad de Oviedo M anuel

A lfredo Pérez M enéndez e Ignacio del R osal por sus valiosos com entarios. Este estudio se ha realizado

con el apoyo financiero de la U niversidad de Oviedo dentro del proyecto N P-98-533-1.

1 Los autores tam bién han aplicado el método bietápico de Engle y G ranger obteniendo resultados m uy

sim ilares a los alcanzados m ediante el procedim iento m áximo verosím il de Johansen. Con el fin de no

redundar en exceso en una m ism a estimación, aunque sea por procedim ientos distintos, se ha optado por

no incluir tales resultados en este trabajo. N o obstante, estos perm anecen a disposición del lector que

desee utilizarlos.

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FA C U L T A D DE C I E N C I A S E C O N Ó M IC A S Y E M P R E S A R IA L E S R E L A C IÓ N DE DOCUM ENTOS DE T R A B A JO :

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001/88 JUAN A. VAZQUEZ GARCIA.- Las in te r v e n c io n e s e s ta t a l e s en lam in e r ía d e l carbón.

002/88 CARLOS MONASTERIO ESCUDERO.- Una v a lo ra c ió n c r í t i c a d e l nuevos is te m a de f in a n c ia c ió n autonóm ica .

003 /88 ANA ISABEL FERNANDEZ ALVAREZ; RAFAEL GARCIA RODRIGUEZ; JUANVENTURA VICTORIA.- A n á l i s i s d e l c r e c im ie n to s o s te n ib le p o r lo s d i s t i n t o s s e c to r e s e m p r e s a r ia le s .

004/88 JAVIER SUAREZ PANDIELLO, - Una p ro p u e s ta para la in te g r a c ió nm u í t i j u r i s d i c c i o n a l .

005/89 LUIS JULIO TASCON FERNANDEZ; JOSE MANUEL DIEZ MODINO. - Lam od ern iza c ió n d e l s e c to r a g ra r io en la p r o v in c ia de L eón .

006/89 JOSE MANUEL PRADO LORENZO,- El p r in c ip io de g e s t ió nco n tin u a d a : E vo lu c ió n e im p lic a c io n e s .

007/89 JAVIER SUAREZ PANDIELLO. - El g a s to p ú b l ic o d e l A yun tam ien to deOviedo (1982-88) .

008/89 FELIX LOBO ALEU.- E l g a s to p ú b l ic o en p ro d u c to s i n d u s t r ia l e spara la s a lu d .

009/89 FELIX LOBO ALEU.- La e v o lu c ió n de la s p a te n te s sobrem edicam entos en lo s p a í s e s d e s a r r o l la d o s ,

010/90 RODOLFO VAZQUEZ CASIELLES. - I n v e s t ig a c ió n de la s p r e fe r e n c ia sd e l cosnum idor m e d ia n te a n á l i s i s de c o n ju n to .

011/90 ANTONIO APARICIO PEREZ.- I n fr a c c io n e s y sa n c io n e s en m a ter iat r i b u t a r i a ,

012/90 MONTSERRAT DIAZ FERNANDEZ; CONCEPCION GONZALEZ VEIGA.- Unaaproxim ación m e to d o ló g ica a l e s tu d io de la s m a tem áticas a p lic a d a s a la econom ía.

013/90 EQUIPO MECO,- M edidas de d e s ig u a ld a d : un e s tu d io a n a l í t i c o014/90 JAVIER SUAREZ PANDIELLO.- Una e s tim a c ió n de la s n e c e s id a d e s de

g a s to s para lo s m u n ic ip io s de menor d im en sió n .015/90 - ANTONIO MARTINEZ A R IA S .- A u d ito r ía de la in fo rm a c ió n

f in a n c ie r a .016/90 MONTSERRAT DIAZ FERNANDEZ.- La p o b la c ió n como v a r ia b le

endógena017/90 JAVIER SUAREZ PANDIELLO.- La r e d is t r ib u c ió n lo c a l en lo s

p a í s e s de n u e s tr o en to rn o .018/90 RODOLFO GUTIERREZ PALACIOS; JOSE MARIA GARCIA BLANCO. - "Los

a sp e c to s i n v i s i b l e s “ d e l d e c l i v e económ ico: e l caso deA s tu r ia s .

019/90 RODOLFO VAZQUEZ CASIELLES; JUAN TRESPALACIOS GUTIERREZ.- Lap o l í t i c a de p r e c io s en lo s e s ta b le c im ie n to s d e t a l l i s t a s .

020/90 CANDIDO PAÑEDA FERNANDEZ. - La dem arcación de la economía(segu ida de un a p én d ice so b re su r e la c ió n con la E s tru c tu ra

E conóm ica).021/90 JOAQUIN LORENCES. - Margen p r e c io - c o s te v a r ia b le m edio y p o d er

de m onopolio .022/90 MANUEL LAFUENTE ROBLEDO; ISIDRO SANCHEZ ALVAREZ. - El T.A._E. de

la s o p era c io n e s b a n c a r ia s .023/90 ISIDRO SANCHEZ ALVAREZ.- A m o rtiza c ió n y c o s té de p résta m o s con

h o ja s de c á lc u lo .

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024/90 LUIS JULIO TASCON FERNANDEZ; JEAN-MARC BUIGVES. - Un e jem plo dep o l í t i c a m u n ic ip a l: p r e c io s y s a la r io s en la ciudad de León (1 6 1 3 -1 8 1 3 ) .

025/90 MYR1AM GARCIA OLALLA. - U t i l id a d de la te o r ía s de la s opc iones- para la a d m in is tr a c ió n f in a n c ie r a de la em presa.

026/91 JOAQUIN GARCIA MURCIA.- Novedades de la l e g i s la c ió n la b o ra l(o c tu b re 1990 - enero 1991)

027/91 CANDIDO PAÑEDA.- A g r ic u l tu r a f a m i l ia r y m an ten im ien to d e lem pleo: e l caso de A s t u r i a s.

028/91 ‘ PILAR SAENZ DE JURERA. - La f i s c a l i d a d de p la n e s y fondos dep e n s io n e s .

029/91 ESTEBAN FERNANDEZ SANCHEZ.- La cooperac ión e m p r e s a r ia l:co n cep to y t ip o lo g ía (*)

030/91 JOAQUIN LORENCES.- C a r a c te r ís t ic a s de la p o b la c ió n parada ene l mercado de tra b a jo a s tu r ia n o .

031/91 JOAQUIN LORENCES.- C a r a c te r ís t ic a s de la p o b la c ió n a c t iv a enA s t u r i a s .

032/91 CARMEN BENAVIDES GONZALEZ.- P o l í t i c a económica re g io n a l033/91 BENITO ARRUÑADA SANCHEZ.- La c o n v e rs ió n c o a c tiv a de a cc io n e s

comunes en .a c c io n e s s in v o to para lo g r a r e l c o n tr o l de la s so c ie d a d e s anónim as: De cómo la in g en u id a d le g a l p r e f ig u r a e l f r a u d e .

034/91 BENITO ARRUÑADA SANCHEZ. - R e s tr ic c io n e s i n s t i t u c io n a l e s yp o s ib i l id a d e s e s t r a t é g i c a s .

035/91 NURIA BOSCH; JAVIER SUAREZ PANDIELLO.- Seven H ypotheses AboutP u b lic C h jo ice and Local Spend ing . (A t e s t f o r Spanish m u n i c i p a l i t i e s ) .

036/91 CARMEN FERNANDEZ CUERVO; LUIS JULIO TASCON FERNANDEZ. - De unao lv id a d a r e v i s ió n c r í t i c a so b re a lgunas fu e n te s h i s t ó r i c o - económ icas: la s ordenanzas de la gobernación de la cabrera .

037/91 ANA JESUS LOPEZ; RIGOBERTO PEREZ SUAREZ.- In d ic a d o re s ded e s ig u a ld a d y p o b re za . Nuevas a l t e r n a t i v a s .

038/91 JUAN A. VAZQUEZ GARCIA; MANUEL HERNANDEZ M U Ñ I Z L a in d u s t r iaa s tu r ia n a : ¿Podemos p a s a r la p á g in a d e l d e c l i v e ? .

039/92 INES RUBIN FERNANDEZ. - La C o n ta b ilid a d de la Elmpresa y la-C o n ta b ilid a d N a c io n a l.

040/92 ESTEBAN GARCIA CANAL.- La Cooperación in te r e m p r e s a r ia l eni» España; C a r a c te r ís t ic a s de lo s acuerdos de cooperación 1 s u s c r i to s e n tr e 1986 y 1989.

041/92 ÉSTEBAN GARCIA CANAL.- T endencias e m p ír ic a s en la c o n c lu s ió nde acuerdos de cooperac ión .

042/92 JOAQUIN GARCIA MURCIA. - Novedades en la L e g is la c ió n L a b o ra l.043/92 RODOLFO VAZQUEZ CASIELLES. - E l com portam iento d e l consum idor y

la e s tr a te g ia de d i s t r ib u c ió n c o m e rc ia l: Una a p lic a c ió ne m p ír ica a l mercado de A s t u r i a s .

044/92 CAMILO JOSE VAZQUEZ ORDAS.- Un marco te ó r ic o para e l e s tu d iode la s fu s io n e s e m p r e s a r ia le s .

045/92 CAMILO JOSE VAZQUEZ ORDAS.- C reación de v a lo r en la s fu s io n e se m p re sa r ia le s a tr a v é s de un mayor p o d e r de m ercado.

046/92 ISIDRO SANCHEZ ALVAREZ.- I n f lu e n c ia r e la t i v a dé la e v o lu c ió ndem ográ fica en l e fu tu r o aumento d e l g a s to en p e n s io n e s de j u b i l a c i ó n .

047/92 ISIDRO SANCHEZ ALVAREZ.- A sp e c to s d em o g rá fico s d e l s is te m a dep e n s io n e s __de ju b i la c ió n e sp a ñ o l.

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SUSANA LOPEZ ABES.- M a rke tin g t e l e fó n ic o : concep to ya p l ic a c io n e s .CESAR RODRIGUEZ GUTIERREZ. ~ Las i n f l u e n c ia s fa m i l ia r e s en e l desem pleo j u v e n i l .CESAR RODRIGUEZ GUTIERREZ.-’ La a d q u is ic ió n de c a p i ta l humano: un modelo te ó r ic o y su c o n tr a s ta c ió n .MARTA IBAÑEZ PASCUAL.- El o r ig e n s o c ia l y la in s e r c ió n l a b o r a l .JUAN TRESPALACIOS GUTIERREZ. - E stu d io d e l s e c to r com erc ia l en la c iudad de O viedo.JULITA GARCIA D IE Z .- A u d ito r ia de c u e n ta s : su re g u la c ió n en la CEE y en E spaña. Una e v id e n c ia de su im p o r ta n c ia .SUSANA MENENDEZ REQUEJO, - E l r ie s g o de l o s s e c to r e se m p re sa r ia le s e s p a ñ o le s : re n d im ie n to re q u e r id o p o r lo sin v e r s o r e s .CARMEN BENAVIDES GONZALEZ. - Una v a lo ra c ió n económica de la o b te n c ió n de p ro d u c to s derivados dei p e tr o le o a p a r t i r d e l carbónIGNACIO ALFREDO RODRIGUEZ-DEL BOSQUE RODRIGUEZ.- C onsecuencias so b re e l consum idor de l a s a c tu a c io n e s b a n c a r ia s a n te e l nuevo en to rn o c o m p e ti t iv o .LAURA CABIEDES MIRAGAYA.- R e la c ió n e n tr e la te o r ía d e l com ercio in te r n a c io n a l y lo s e s tu d io s de o rg a n iza c ió ni n d u s t r i a l .JOSE LUIS GARCIA SUAREZ.- Los p r in c ip io s c o n ta b le s en un en to rn o de r e g u la c ió n .M* JESUS RIO FERNANDEZ; RIGOBERTO PEREZ SUAREZ. -C uanti f ic a c ió n de la c o n c e n tra c ió n i n d u s t r ia l : un en foquea n a l í t i c o .Ma JOSE FERNANDEZ ANTUNA. - R egu lación y p o l í t i c aco m u n ita r ia en materia de t r a n s p o r te s .CESAR RODRIGUEZ GUTIERREZ. - F a c to res d e te r m in a n te s de la a f i l i a c i ó n s in d ic a l en España.VICTOR FERNANDEZ BLANCO.- D e term in a n tes de la lo c a l iz a c ió n de l a s e n p resa s i n d u s t r ia l e s en España: nuevos r e s u l ta d o s .ESTEBAN GARCIA CANAL.- La c r i s i s de la e s tr u c tu r a m u l t i d i v i s i o n a l .MONTSERRAT DIAZ FERNANDEZ; EMILIO COSTA REPARAZ.- M etodología de la in v e s t ig a c ió n eco n o m é tr ica .MONTSERRAT DIAZ FERNANDEZ; EMILIO COSTA REPARAZ.- A n á l is i s C u a l i ta t iv o de la fec u n d id a d y p a r t ic ip a c ió n fem enina en e l mercado de tra b a jo .JOAQUIN GARCIA MURCIA.- La s u p e r v is ió n c o le c t iv a de lo s a c to s de c o n tr a ta c ió n : la Ley 2/1991 de in fo rm a c ió n a lo sr e p r e s e n ta n te s de lo s tr a b a ja d o r e s .JOSE LUIS GARCIA LAPRESTA; M* VICTORIA RODRIGUEZ URIA. -C oherencia en p r e fe r e n c ia s d i fu s a s .VICTOR FERNANDEZ; JOAQUIN LORENCES; CESAR RODRIGUEZ. -D ife r e n c ia s i n t e r t e r r i t o r i a l e s de s a la r io s y n e g o c ia c ió n c o le c t iv a en E spaña.

M* DEL MAR ARENAS PARRA; M& VICTORIA RODRÍGUEZ URÍA.- Programación c lá s ic a y te o r ía d e l consum idor.

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Ma DE LOS ANGELES MENENDEZ DE LA üZ; M* VICTORIA RODRIGUEZ URIA. - T antos e f e c t i v o s en lo s e m p r é s t i to s .AMELIA BILBAO TEROL; CONCEPCIÓN GONZALEZ VEIGA; M* VICTORIA RODRÍGUEZ URÍA. - M a tr ic e s e s p e c ia le s . A p lic a c io n e se c o n ó m ic a s. RODOLFO GUTIERREZ.- La r e p r e s e n ta c ió n s i n d i c a l : R e su lta d o se le c to r a l e s y a c t i tu d e s h a c ia s i n d i c a t o s .VÍCTOR FERNÁNDEZ BLANCO.- Economías de ag lom eración y l o c a l i z a c ió n de la s e n p resa s i n d u s t r ia l e s en España.JOAQUÍN LORENCES RODRÍGUEZ; FLORENTINO FELGUEROSO FERNÁNDEZ. -S a la r io s p a c ta d o s en lo s c o n ven io s p r o v in c ia le s y s a la r io s p e r c ib id o s .ESTEBAN FERNÁNDEZ SÁNCHEZ; CAMILO JOSÉ VÁZQUEZ ORDÁS. - Lain te m a c io n a l i z a c ió n de la em presa.SANTIAGO R. MARTÍNEZ ARGÜELLES. - Análisis de lo s e fe c to s r e g io n a le s de la t e r c ia r i z a c ió n de ramas i n d u s t r ia l e s a tr a v é s de ta b la s i n p u t - o u tp u t . E l caso de la economía a s tu r ia n a . VÍCTOR IGLESIAS ARGÜELLES.- T ipos de v a r ia b le s y m e to d o lo g ía a em plear en la i d e n t i f i c a c i ó n de lo s grupos e s t r a t é g i c o s . Una a p l ic a c ió n em p írica a l s e c to r d e t a l l i s t a en A s tu r ia s .MARTA IBÁÑEZ PASCUAL; F. JAVIER MATO D ÍA Z .- La fo rm ación no reg la d a a examen. Hacia un p e r f i l de su s u s u a r io s .IGNACIO A. RODRÍGUEZ-DEL BOSQUE RODRÍGUEZ. - P la n if ic a c ió n y o rg a n iza c ió n de la fu e r z a de v e n ta s de la em presa.FRANCISCO GONZÁLEZ RODRÍGUEZ.- La re a c c ió n d e l p r e c io de la s a c c io n e s a n te anuncio s de cam bios en l o s d iv id e n d o s .SUSANA MENÉNDEZ REQUEJO.- R e la c io n e s de dependencia de la s d e c is io n e s de in v e r s ió n , f in a n c ia c ió n y d iv id e n d o s .MONTSERRAT DÍAZ FERNÁNDEZ; EMILIO COSTA REPARAZ; M* d e l MAR LLORENTE 24ARRÓN.- Una aproxim ación e m p ír ica a l com portam iento de lo s p r e c io s de la v iv ie n d a en E spaña.M* CONCEPCIÓN GONZÁLEZ VEIGA; M* VICTORIA RODRÍGUEZ URÍA.-M a tr ic e s s e m íp o s i t iv a s y a n á l i s i s i n t e r i n d u s t r i a l . A p lic a c io n e s a l e s tu d io d e l m odelo de S r a f fa - L e o n t i e f .ESTEBAN GARCÍA CANAL.- La forma c o n tr a c tu a l en la s a l ia n z a sd o m é s tic a s e in te r n a c io n a le s .MARGARITA ARGÜELLES VÉLEZ; CARMEN BENAVIDES GONZÁLEZ.- Lain c id e n c ia de la p o l í t i c a de la com petencia co m u n ita ria sobre la . c o h esió n económica y s o c ia l .VÍCTOR FERNÁNDEZ BLANCO, - La demanda de c in e en España. Í 9 6 8 - 1 9 9 2 .JUAN PRIETO RODRÍGUEZ. - D isc r im in a c ió n s a la r i a l de la m u jer y m o v ilid a d la b o r a l .Ma CONCEPCIÓN GONZÁLEZ VEIGA.- La te o r ía d e l caos.N uevasp e r s p e c t iv a s en la m o d e liza c ió n económ ica.SUSANA LÓPEZ ARES.- S im u la c ió n de fenóm enos de espera de capacidad l im ita d a con l le g a d a s y número de s e r v id o r e s d e p e n d ie n te s d e l tiem po con ho ja de c á lc u lo .JAVIER MATO D ÍA Z .- ¿ E x is te s o b r e c u a l i f ic a c ió n en España?. A lgunas v a r ia b le s e x p l i c a t i v a s .MA JOSÉ SANZO PÉREZ.- E s tr a te g ia de d i s t r ib u c ió n para p r o d u c to s y m ercados i n d u s t r i a l e s .JOSÉ BAÑOS PINO; VÍCTOR FERNÁNDEZ BLANCO.- Demanda de c in e en España: Un a n á l i s i s de c o in te g r a c ió n .

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M* LETICIA SANTOS VIJANDE. - La p o l í t i c a de m a rk e tin g en la s e n p resa s de a l ta te c n o lo g ía .RODOLFO VÁZQUEZ CASIELLES; IGNACIO RODRÍGUEZ-DEL BOSQUE; AGUSTÍN RUÍZ VEGA.- E x p e c ta t iv a s y p e r c e p c io n e s d e l consum idor sobre la c a lid a d d e l s e r v i c io . Grupos e s t r a té g ic o s y segm entos d e l mercado para la d i s t r ib u c ió n c o m erc ia l m in o r i s ta .ANA ISABEL FERNÁNDEZ; SILVIA GÓMEZ ANSÓN.- La adopción de acuerdos e s ta t u ta r i o s a n t ia d q u i s ic ió n . . E v id en c ia en e l mercado de c a p i ta le s e sp a ñ o l.ÓSCAR RODRÍGUEZ BUZNEGO.- P a r t id o s , e le c to r e s y e le c c io n e s lo c a le s en A s tu r ia s . Un a n á l i s i s d e l p ro c e so e le c to r a l d e l 28 de Mayo.ANA Ma DÍAZ MARTÍN. - C a lidad p e r c ib id a de lo s s e r v ic io s t u r í s t i c o s en e l ám bito r u r a l .MANUEL HERNÁNDEZ MUNIZ; JAVIER MATO DÍAZ; JAVIER BLANCO GONZÁLEZ. - E v a lu a tin g th e in p a c t o f th e European R eg iona l D evelopm ent Fund: m e thodo logy and r e s u l t s in A s tu r ia s (1989- 1993) .JUAN PRIETO; M* JOSÉ SUÁREZ. - ¿De t a l p a lo t a l a s t i l l a ? : I n f lu e n c ia de la s c a r a c t e r í s t i c a s fa m i l ia r e s sobre la o c u p a c ió n .JULITA GARCÍA DÍEZ; RACHEL JUSSARA VIANNA. - E s tu d iocom para tivo de lo s p r in c ip io s c o n ta b le s en B r a s i l y en España. FRANCISCO J . DE LA BALLINA BALLINA.- D e sa rro llo de campañas de prom oción de v e n ta s .ÓSCAR RODRÍGUEZ BUZNEGO.- Una e x p lic a c ió n de la a u sen c ia de la Democracia C r is t ia n a en España.CÁNDIDO PANEDA FERNÁNDEZ.- E s tr a te g ia s para e l d e s a r r o l lo de A s t u r i a s..SARA M* ALONSO; BLANCA PEREZ GLADISH; M* VICTORIA RODRÍGUEZ URIA.- Problem as de c o n tr o l ó p tim o ■ con r e s t r ic c io n e s :A p lic a c io n e s económ icas.ANTONIO ÁLVAREZ PINILLA; MANUEL MENENDEZ MENÉNDEZ; RAFAEL ÁLVAREZ CUESTA.- E f ic ie n c ia de la s C ajas de Ahorro e sp a ñ o la s . R e su lta d o s de una fu n c ió n de b e n e f i c i o .FLORENTINO FELGUEROSO.- In d u s try w id e C o l le c t iv e B a rg a in in g , Wages Gains and B la ck Labour M a rke tin g S p a in .JUAN VENTURA.- La com petencia g e s tio n a d a en san idad : Unen foque c o n tr a c tu a lMARÍA VICTORIA RODRÍGUEZ URÍA; ELENA CONSUELO HERNÁNDEZ. -E le c c ió n s o c ia l . Teorema de Arrow.SANTIAGO ÁLVAREZ GARCÍA. - Grupos de i n t e r é s y co rru p c ió n p o l í t i c a : La búsqueda de r e n ta s en e l s e c to r p ú b l ic o .ANA Ma GUILLÉN. - La p o l í t i c a de p r e v i s ió n s o c ia l españo la en e l marco de la Unión Europea.VÍCTOR MANUEL GONZÁLEZ MÉNDEZ.- La v a lo ra c ió n p o r e l mercado de c a p i ta le s e sp a ñ o l de la f in a n c ia c ió n b a n ca ria y de la s e m is io n e s de o b l ig a c io n e s.DRA. MARI A VICTORIA RODRIGUEZ URÍA; D. MIGUEL A. LOPEZ FERNÁNDEZ; DÑA. BLANCA Ma PEREZ GLADISH. - Api i c a c i on es económ icas d e l C o n tro l Óptimo. E l problem a de la m axim ización de la u t i l i d a d in d iv id u a l d e l consumo. E l problem a d e l m a n ten im ien to y momento de v en ta de una m áquina.

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113/96 OSCAR RODRÍGUEZ BUZNEGO.- E le c c io n e s a u tonóm icas, s is te m a s dep a r t id o s y G obierno en A s t u r i a s .

114 /96 RODOLFO VÁZQUEZ CASIELLES; ANA M* DÍAZ MARTÍN. E l co n o c im ien tode la s e x p e c ta t iv a s de lo s c l i e n t e s : una p ie z a c la v e de lac a lid a d de s e r v i c io en e l tu r ism o .

115/96 JULIO TASCÓN. - E l m odelo de i n d u s t r ia l i z a c ió n pesada en Españad u ra n te e l p e r io d o de e n tr e g u e r r a s . ~

116/96 ESTEBAN FERNÁNDEZ SÁNCHEZ; JOSE M. MONTES PEÓN/ CAMILO J .VÁZQUEZ ORDÁS,- Sobre la im p o r ta n c ia de lo s fa c to r e s d e te r m in a n te s d e l b e n e f i c i o : A n á l i s i s de la s d i fe r e n c ia s de r e s u l ta d o s i n t e r e i n t r a i n d u s t r i a l e s .

117/96 AGUSTÍN RUÍZ VEGA; VICTOR IGLESIAS ARGUELLES. - E le cc ió n deE s ta b le c im ie n to s d e t a l l i s t a s y conducta de compra de p ro d u c to s de gran consumo. Una a p l ic a c ió n em p írica m ed ian te m odelos l o g i t .

118 /96 VICTOR FERNÁNDEZ BLANCO.- D i fe r e n c ia s e n tr e la a s is t e n c ia a lc in e n a c io n a l y e x tr a n je r o en España.

119 /96 RODOLFO VÁZQUEZ CASIELLES; IGNACIO A. RODRÍGUEZ DEL BOSQUE;ANA Ma DÍAZ MARTÍN.- E s tru c tu r a m u ltid im e n s io n a l de la c a lid a d de s e r v i c io en cadenas de superm ercados:d e s a r r o l lo y v a lid a c ió n de la e sca la c a ls u p e r .

120/96 ANA BELÉN DEL RÍO LANZA. - E lem entos de m ed ic ión de marca desdeun en fo q u e de m a rk e tin g .

121/97 JULITA GARCÍA DÍEZ; CRISTIAN MIAZZO.- A n á l i s i s Com parativo dela In fo rm a c ió n c o n ta b le e m p re sa r ia l en A rg e n tin a y España.

122/97 MA MAR LLORENTE MARRÓN; D. EMILIO COSTA REPARAZ; Ma MONTSERRATDIAZ FERNANDEZ.- E l'M arco te ó r ic o de la nueva economía de la f a m i l i a . P r in c ip a le s a portac iones.-

123/97 SANTIAGO ALVAREZ GARCÍA.- E l E stado d e l b ie n e s ta r . O ríg en es,D e sa rro llo y s i tu a c ió n a c tu a l .

124/97 CONSUELO ABELLÁN COLODRÓN.- La Ganancia s a la r i a l esperada comod e te rm in a n te de la d e c is ió n in d iv id u a l de em igrar.

125/97 ... ESTHER LAFUENTE ROBLEDO, - La a c r e d i ta c ió n h o s p i t a l a r i a : Marcote ó r ic o g e n e r a l .

126/97 JOSE ANTONIO GARAY G O N Z Á L E Z P r o b le m á tic a c o n ta b le d e lre c o n o c im ie n to d e l r e s u l ta d o en la empresa c o n s tr u c to r a .

127/97 ESTEBAN FERNÁNDEZ; JOSE M.MONTES; GUILLERMO PÉREZ-BUSTAMANTE;¡t, CAMILO V A Z Q U E Z.Barreras a la im i ta c ió n de la te c n o lo g ía .

128/97 ' VICTOR IGLESIAS ARGUELLES; JUAN A. TRESPALACIOS GUTIERREZ;RODOLFO VÁZQUEZ CASIELLES.- Los r e s u l ta d o s a lca n za d o s p o r la s em presas en la s r e la c io n e s en lo s c a n a le s de d i s t r ib u c i ó n .

129 /97 LETICIA SANTOS VIJANDE; RODOLFO VÁZQUEZ CASIELLES.- Lain n o va c ió n en la s em presas de a l ta te c n o lo g ía : F a c to resc o n d ic io n a n te s d e l r e s u l ta d o c o m e rc ia l.

130/97 RODOLFO GUTIERREZ. - In d iv id u a lís m and c o l l e c t i v i s m in humanr e so r u c e p r a c t i c e s : e v id e n c e from th r e e ca se s tu d ie s .

131/97 VICTOR FERNÁNDEZ BLANCO; JUAN PRIETO R O D R ÍG U E Z D e c is io n e sin d iv id u a le s y consumo de b ie n e s c u l tu r a le s en España.

132/97 SANTIAGO GONZÁLEZ HERNANDO.- C la s i f ic a c ió n de p ro d u c to s deconsumo y e s ta b le c im ie n to s d e t a l l i s t a s . A n á l i s i s e m p ír ico de m o tiv a c io n e s y a c t i tu d e s d e l consum idor a n te la conpra de p r o d u c to s de a lim e n ta c ió n y d ro g u e r ía .

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VICTOR IGLESIAS ARGUELLES.- F a c to res d e te r m in a n te s d e l p o d er neg o c ia d o r en l o s c a n a le s de d i s t r ib u c ió n de p ro d u c to s t u r í s t i c o s .INÉS RUBÍN FERNÁNDEZ.- In fo rm a c ió n so b re o p era c io n es con d e r iv a d o s en lo s in fo rm e s a n u a les de l a s e n tid a d e s de d e p ó s i to .ESTHER LAFUENTE ROBLEDO; ISABEL MANZANO PÉREZ.- A p lic a c ió n de l a s té c n ic a s DEA a l e s tu d io d e l s e c to r h o s p i ta la r io en e l P rin c ip a d o de A s t u r i a s .VICTOR MANUEL GONZÁLEZ MÉNDEZ; FRANCISCO GONZÁLEZ RODRÍGUEZ. -La v a lo ra c ió n p o r e l mercado de c a p i ta le s e spaño l de lo s p r o c e d im ie n to s de r e s o lu c ió n de in s o lv e n c ia f in a n c ie r a .MARIA JOSÉ SANZO PÉREZ.- Razones de u t i l i z a c i ó n de la ven ta d i r e c t a , l o s d i s t r ib u id o r e s in d e p e n d ie n te s y lo s a g e n te s p o r p a r te de la s e n p resa s q u ím icas e sp a ñ o la s .LUIS OREA.- D escom posición de la e f i c i e n c ia económica a tra v é s de la e s tim a c ió n de un s is te m a tr a n s lo g de c o s te s : Unaa p lic a c ió n a la s c a ja s de ahorro e s p a ñ o la s .CRISTINA LOPEZ DUARTE; ESTEBAN GARCÍA CANAL.- N a tu r a le z a . y e s tr u c tu r a de p ro p ie d a d de la s in v e r s io n e s d i r e c ta s en e l e x te r io r : Un m odelo in te g r a d o r basado basado en e l a n á l i s i s de c o s te s de tra n s a c c ió n .CRISTINA LOPEZ DUARTE; ESTEBAN GARCÍA CANAL; ANA VALDÉS LLANEZA.- T endencias e m p ír ic a s en l a s em presas c o n ju n ta s i n te r n a c io n a le s creadas p o r en p resa s e sp a ñ o la s (1 9 8 6 -1 9 9 6 ) . CONSUELO ABELLÁN COLODRÓN; ANA ISABEL FERNÁNDEZ SÁINZ. -R e la c ió n e n tr e la d u ra c ió n d e l desem pleo y la p r o b a b il id a d de em igrar. . ___CÉSAR RODRÍGUEZ GUTIÉRREZ; JUAN PRIETO R O D R Í G U E Z Lap a r t ic ip a c ió n la b o r a l de la m u jer y e l e fe c to d e l tra b a ja d o r añadido en e l caso e sp a ñ o l.RODOLFO VÁZQUEZ CASIELLES; ANA MARÍA DIAZ MARTÍN; AGUSTÍN V. RUIZ VEGA. - 'P lá n if ic a c ió n de la s a c t iv id a d e s de m a rk e tin g para en p resa s de s e r v i c io s t u r í s t i c o s : la c a lid a d como so p o r te de la e s tr a te g ia c o m p e t i t iv a .LUCÍA AVELLA CAMARERO; ESTEBAN FERNANDEZ SANCHEZ. - Unaaproxim ación a la enpresa in d u s t r ia l e sp a ñ o la : P r in c ip a le sc a r a c t e r í s t i c a s de fa b r ic a c ió n .ANA SUÁREZ VÁZQUEZ.- D e lim ita c ió n c o m erc ia l de un t e r r i t o r i o : Im p o rta n c ia de la in fo rm a c ió n p rop o rc io n a d a p o r lo s com pradores.CRISTINA LOPEZ DUARTE; ESTEBAN GARCÍA CANAL.- La in v e r s ió n d ir e c ta r e a liz a d a p o r en p resa s e sp a ñ o la s: a n á l i s i s a la lu z de la te o r ía d e l c i c l o de d e s a r r o l lo de la in v e r s ió n d i r e c ta en e l e x te r io r .ANA BELEN DEL RIO LANZA; VICTOR IGLESIAS ARGUELLES; RODOLFO VAZQUEZ CASIELLES; AGUSTIN RUIZ VEGA. - M etodo log ía s de m ed ic ió n d e l v a lo r de la marca.RAFAEL ALVAREZ CUESTA. - La e s tim a c ió n econom étrica de f r o n te r a s de p ro d u c c ió n : una r e v i s ió n de la l i t e r a t u r a . FERNANDO RUBIERA MOROLLO.- A n á l i s i s u n iv a r ia n te de la s s e r ie s de empleo t e r c i a r i o de la s r e g io n e s e sp a ñ o la s .JOSE ANTONIO GARAY GONZALEZ.- Los g a s to s y l o s in g re s o s p l u r ia n u a le s .

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ISABEL GARCIA DE LA. IG LESIA .- La e le c c ió n c o n ta b le para lo s g a s to s de in v e s t ig a c ió n y d e s a r r o l lo .LUIS CASTELLANOS VAL; EMILIO COSTA REPARAZ. - T eoría de sistemas y a n á l i s i s económ ico: una aproxim ación m e to d o ló g ic a . M* DEL CARMEN RAMOS CARVAJAL. - E stim a c ió n in d ir e c ta de c o e f i c i e n te s in p u t - o u tp u t .RODOLFO VAZQUEZ CASIELLES; ANA MARIA DIAZ MARTIN; Ma . LETICIA SANTOS VIJANDE; AGUSTIN V. RUIZ VEGA. - U ti l id a d d e l a n á l i s i s c o n ju n to para e s ta b le c e r la im p o rta n c ia de la s e s t r a te g ia s de c a lid a d en s e r v i c io s t u r í s t i c o s : s im u la c ió n de e sc e n a r io sa l te r n a t i v o s en em presas de tu rism o r u r a l .SANTIAGO ALVAREZ GARCIA; ANA ISABEL GONZALEZ GONZALEZ. - Elp ro c e so de d e s c e n tr a l i z a c ió n f i s c a l en España, e s p e c ia l r e fe r e n c ia a la Comunidad Autónoma d e l P rin c ip a d o de A s tu r ia s SANTIAGO ALVAREZ GARCIA.- La t r ib u ta c ió n de la unidad f a m i l ia r . Nuevas c o n s id e ra c io n e s so b re un a n tig u o prob lem a. SUSANA LOPEZ ARES; ISIDRO SANCHEZ A L V A R E Z C o n d ic io n a n te s d em o g rá fico s de la economía a s tu r ia n a .CELINA GONZALEZ M I E R E S L a marca de la d i s t r ib u c ió n : unfenómeno que a fe c ta a d i s t r i b u i d o r , fa b r ic a n te y consum idor. IGNACIO DEL ROSAL FERNÁNDEZ.- A n á l i s i s de la demanda agregada de e le c t r i c id a d en España con s e r i e s tem p o ra les: untr a ta m ie n to de c o in te g r a c ió n .JESUS ARANGO. - E vo lu c ió n y p e r s p e c t iv a s d e l s e c to r a g ra r io en A s tu r ia s .JESUS ARANGO.- C ronología de la c o n s tr u c c ió n Europea.JULITA GARCIA DIEZ; SUSANA GAGO RODRIGUEZ. -Programas ded oc to ra d o en c o n ta b i l id a d en la s u n iv e r s id a d e sp a ñ o la s: e s tu d io em p ír ic o .MAR ARENAS PARRA; AMELIA BILBAO TEROL; BLANCA PEREZ GLADISH; M* VICTORIA RODRÍGUEZ URÍA; EMILIO CERDÁ TENA (U n iv e r s id a d C o m p lu te n te de Madrid,).- A p lic a c ió n de la

p ro g ra m a ció n com prom iso a la g e s t i ó n de h o s p i t a l e s p ú b l i c o s .M* DEL CARMEN RAMOS CARVAJAL. - La c o m a rc a liza c ió n de la s T ablas in p u t- o u tp u t : Una prim era aproxim ación .LUIS IGNACIO ÁLVAREZ GONZÁLEZ; RODOLFO VÁZQUEZ CASIELLES; MARÍA LETICIA SANTOS VIJANDE; ANA MARÍA DÍAZ MARTÍN. -Orientación al mercado como c u ltu r a de n eg o c io y c o n ju n to de a c tu a c io n e s : Un c o n tr a s te m e to d o ló g ico para o rg a n iza c io n e s no l u c r a t i v a s .Ma JOSÉ SANZO PÉREZ. - F unciones de l o s vendedores i n d u s t r ia l e s de lo s d i s t r ib u id o r e s independientes. Una t ip o lo g ía r e a liz a d a en e l s e c to r qu ím ico .Ma BEGOÑA ÁLVAREZ ÁLVAREZ; RODOLFO VÁZQUEZ CASIELLES; FRANCISCO J . DE LA BALLINA BALLINA; M* LETICIA SANTOS VIJANDE.- E v id e n c ia s e m p ír ic a s de la prom oción de v e n ta s en l o s e s ta b l e c im ie n to s d e t a l l i s t a s .BEGOÑA GONZÁLEZ-BUSTO MÓGICA. - La d in á m ica de s is te m a s como m e to d o lo g ía p a ra la e la b o r a c ió n de m odelo s de s im u la c ió n . BEGOÑA GONZÁLEZ-BUSTO MÓGICA.- R e f le x io n e s t e ó r i c a s so b re e l p e r s o n a l s a n i t a r i o en e l S is te m a N a c io n a l de S a lu d E s p a ñ o l .

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YOLANDA ALVAEEZ CASTAÑO.- Cómo a lc a n z a r e l é x i t o en e l p r o c e s o de in n o v a c ió n te c n o ló g ic a .YOLANDA ÁLVAREZ CASTAÑO. - La o r g a n iz a c ió n d e l p r o c e s o de d e s a r r o l lo de un nuevo p r o d u c to .RODOLFO VÁZQUEZ CASIELLES/ MARÍA LETICIA SANTOS VIJANDE; ANA MARÍA DÍAZ MARTÍN; LUIS IGNACIO ÁLVAREZ ÁLVAREZ.-Estrategias de marketing: Desarrollo de investigacionessobre orientación al mercado y marketing de relaciones. SANTIAGO R. MARTÍNEZ ARGÜELLES; FERNANDO RUBIERA MOROLLÓN.-Patrones de convergencia regional en los Servicios de la Economía Española.JUAN PRIETO RODRÍGUEZ; VÍCTOR FERNÁNDEZ BLANCO.- A re modern and c l a s s i c a l m u s ic l i s t e n e r s th e same p e o p le ?VÍCTOR MANUEL GONZÁLEZ MENDEZ; FRANCISCO GONZÁLEZ RODRÍGUEZ.- T r a n s fe r e n c ia s de r iq u e z a y e f e c t o c o n ta g io a n te c r i s i s b a n c a r ia s . I m p l ic a c io n e s p a ra l a s r e la c io n e s b a n c a - in d u s t r ia .SANTIAGO ÁLVAREZ; MARÍA TERESA ÁLVAREZ. - Im p u e s to s m edio a m b ie n ta le s y c o n tr o l de la g e n e ra c ió n de r e s id u o s . ¿Hacia una re fo rm a f i s c a l v e rd e ?JAVIER SUÁBEZ PANDIELLO.- R a t i o n a l i t y and r e n t s e e k in g in th e s p a n is h r e g u la t io n o f p r o f e s s io n a l s o c c e r .JAVIER SUÁBEZ PANDIELLO.- D e te rm in a n te s p o l í t i c o s d e l g a s to p ú b l ic o en España.

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