¿Qué papel desempeña la cualificación de la fuerza detrabajo en los cambios en la distribución salarial? Un análisis

del caso español: 1995-2010

María Ramos Martín (UNED)Carlos García Serrano (UAH)

Documento de trabajo. Por favor, no citar sin permiso expreso de los autores.

Resumen

El incremento de la desigualdad salarial y los salarios de los trabajadores más cualificados seha explicado como consecuencia del cambio tecnológico, que se presume sesgado en la demanda deprofesionales cualificados (Skill-Biased Technical Change). Aumentos en la cualificación de los tra-bajadores, por tanto, implicarían mayor desigualdad. Sin embargo, España ha sido una excepción:hasta el momento previo a la crisis, tanto los niveles de desigualdad como los rendimientos de laeducación descendieron a pesar de la expansión educativa.

El propósito de este trabajo es analizar la particularidad española con la Encuesta de EstructuraSalarial entre 1995 y 2010. Para ello, en primer lugar, se describen los cambios en la distribuciónsalarial con indicadores de desigualdad. En segundo lugar, se emplea un procedimiento de des-composición de los cambios en la desigualdad para determinar si ha tenido más peso el cambio enla composición laboral o el cambio en los esquemas retributivos. Finalmente, en tercer lugar, serealizan estimaciones por MCO y regresiones cuantílicas para mostrar la evolución los rendimientosde la cualificación no sólo a nivel agregado sino también en diferentes tramos de la distribución.

Los resultados corroboran el patrón contracíclico en la desigualdad y los rendimientos de laeducación. Además se demuestra que tanto los cambios en la composición como en las remunera-ciones desempeñaron un importante papel en la evolución de la desigualdad salarial. Sin embargo,se matiza el papel de la cualificación en la explicación de la desigualdad salarial, habida cuenta dela importancia de los puestos y la heterogeneidad inobservada.

Palabras clave: distribución salarial, descomposición, regresiones cuantílicas, rendimientos delcapital humano. (JEL J24, J31 )

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El estudio de los cambios en la distribución salarial tomó fuerza en Estados Unidos en los añosochenta. La preocupación dentro de la economía laboral era explicar el considerable aumento dela dispersión dentro de la distribución salarial, es decir, el aumento de la desigualdad en los sala-rios de los trabajadores. Esta dispersión se había producido especialmente en la parte alta de ladistribución, e iba acompañada de un aumento en los salarios relativos de los trabajadores máscualificados. Para dar cuenta de estos cambios se desarrollaron principalmente tres tipos de expli-caciones teóricas: una relacionada con los cambios en la demanda de productos como consecuenciade la globalización (que pudo ser la causante de la reducción del empleo en manufacturas); otrasbasadas en cambios en las instituciones laborales (en la fijación de salarios, reducción de sindicatosy reducción del salario mínimo, básicamente); y una tercera centrada en cambios en la demanda detrabajadores (que habría estado sesgada hacia una fuerza de trabajo más cualificada, en respuestaa los cambios tecnológicos).

Si bien no se han abandonado por completo las explicaciones que consideraban el impacto de laglobalización o de los cambios en las instituciones laborales (OECD, 2011a), las aportaciones cen-tradas en los cambios en la demanda de mano de obra y la tecnología fueron las que acabaron porimponerse. El aumento de la dispersión salarial y el simultáneo incremento de las remuneracionesa los trabajadores con mayor formación y habilidades fue explicado, por tanto, como efecto de uncambio tecnológico sesgado hacia el talento o las habilidades (Skill-Biased Technological Change,SBTC). Así se daba cuenta del crecimiento de la desigualdad salarial en Estados Unidos, especial-mente en los años noventa, como reflejo de un ajuste entre la oferta y demanda: el gran crecimientode la demanda de trabajadores altamente cualificados en conjunción con la ralentización de ofertarelativa.

Sin embargo, España parece a priori una excepción porque, si bien ha aumentado el nivel for-mativo de los trabajadores, se ha dado hasta el momento previo a la crisis una reducción de ladesigualdad salarial y parece que los rendimientos económicos de los trabajadores de mayor cualifi-cación también se han reducido. El objetivo de este trabajo, por tanto, es analizar la particularidadespañola y tratar de desentrañar el papel que ha jugado el aumento de la cualificación de la fuerzalaboral sobre los niveles de desigualdad salarial. Para ello, se presentan en primer lugar, en lasección 1, los antecedentes y el estudio de la cuestión, tanto en España como en otros países. Segui-damente, en la sección 2, se presenta la Encuesta de Estructura Salarial, y se explica el tratamientode las variables en las diferentes olas. En tercer lugar, se plantean los procedimientos metodoló-gicos empleados: descomposición salarial según la propuesta de DiNardo et al. (1996), ecuacionesmincerianas y regresiones cuantílicas. En la sección 4 se exponen los resultados, y finalmente, enla sección 5, se discuten los hallazgos e implicaciones del trabajo.

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1. Antecedentes y estado de la cuestión

A continuación se repasan los principales planteamientos teóricos y los resultados empíricos dela literatura. Se presenta en primer lugar el modelo teórico más extendido (sección 1.1.), así comolas críticas y reformulaciones que se han hecho (sección 1.2.). Seguidamente se consideran las par-ticularidades observadas en otros países europeos, incidiendo en la importancia de las instituciones(sección 1.3.), y se presentan los resultados encontrados en España (sección 1.4.). El apartadoconcluye con el planteamiento de si los cambios en la estructura salarial han venido dadas pormodificaciones en la composición de la fuerza laboral o en la manera en que se retribuye a losfactores (sección 1.5).

1.1. El modelo clásico del SBTC y la carrera entre la educación y latecnología

La idea de que el cambio tecnológico ha estado sesgado a favor de las habilidades (SBTC) y quehay una “carrera” entre la educación y la tecnología en la determinación de la estructura salarialfue enunciado en primer lugar por Tinbergen (1974). Posteriormente, se desarrolló y amplió elllamado modelo “de manual” (Atkinson, 2008) o “canónico” (Acemoglu y Autor, 2010) de oferta ydemanda de trabajo diferenciado según cualificación (Véase por ejemplo Katz y Murphy, 1992 oJohnson, 1997, entre otros).

Un elemento central es que, frente al clásico supuesto de que el trabajo (L) es un factor de pro-ducción homogéneo, se asume la existencia dos tipos de trabajadores diferentes en su cualificación:cualificados (Lc) y no cualificados (Lnc). Se asume que son sustitutos imperfectos en la producción:desempeñan diferentes ocupaciones y producen dos bienes imperfectamente sustituibles. Por otraparte, los salarios se determinan en mercados competitivos, de modo que si la remuneración a losmás cualificados aumenta es porque con el progreso tecnológico -que se asume sesgado hacia lashabilidades (skill-biased)- conduce al aumento en la demanda de trabajadores cualificados. Estesupuesto de cambio tecnológico sesgado hacia la cualificación se sustenta en el hecho de que lasnuevas tecnologías aumentan más la productividad de los más cualificados. Consecuentemente, elaumento relativo de la remuneración a los trabajadores con mayor cualificación eleva las diferenciassalariales entre los dos tipos de trabajadores, e incrementa la dispersión y la desigualdad salarial,especialmente en la parte alta de la distribución.

De manera simultánea, pero del lado de la oferta, se espera que al aumentar los salarios relativosde los trabajadores más cualificados, se haga más atractiva la adquisición de cualificaciones porparte de los individuos y las familias, lo cual conduciría a un aumento de la oferta de mano de obramás cualificada. En el corto plazo, el aumento de la educación hace disminuir la brecha salarial entreambos tipos de trabajadores al incrementar la oferta relativa de trabajadores de alta cualificación.Los rendimientos de la educación vienen determinados, por tanto, por una especie de “carrera”

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entre el progreso técnico y la extensión de la educación superior. En esta carrera aumentos en lademanda de cualificación consecuencia de la tecnología se compensan con incrementos en la ofertade trabajo cualificado. En definitiva, la idea del SBTC como explicación del aumento relativo enlos rendimientos salariales de los trabajadores más cualificados y de la desigualdad salarial se basaen un esquema de oferta y demanda clásico en el que si aumenta la oferta relativa de un bien(trabajadores con mayor formación, en este caso) cae su precio relativo (es decir, su salario) salvoque su demanda crezca.

1.2. Críticas y reformulación de la hipótesis del SBTC

Aunque el modelo ha sido ampliamente utilizado para dar cuenta de los cambios en la distri-bución salarial (Katz y Murphy, 1992; Bound y Johnson, 1992; Autor et al., 1998; Goldin y Katz,2001, 2009), no le han faltado las críticas. Card y DiNardo (2002) por ejemplo, pusieron a pruebala hipótesis del SBTC e identificaron algunas limitaciones, como que la desigualdad salarial nosiguió aumentando durante los años noventa, a pesar de que el desarrollo tecnológico se acelerómás incluso en esa década. Atkinson (2008) incide en la crítica de Card y DiNardo (2002) sobreel timing del desarrollo tecnológico y los cambios en la distribución salarial. Considera ademásotros elementos cruciales que no se tienen en cuenta en el modelo: reconoce que la “carrera” entreeducación y tecnología -que es esencialmente dinámica- no se explicita en el modelo, y que se ignorala interacción con el mercado de capitales. Subraya además la importancia de las instituciones delmercado de trabajo, que son las que determinan la velocidad de ajuste entre la demanda y la ofertade cualificación, y por tanto, en último término el valor de la prima salarial (wage premium) entreuno y otro tipo de trabajadores.

Por otra parte, Lemieux (2006) había identificado que una gran proporción del crecimiento de ladesigualdad residual entre 1973-2003 se debió a efectos composicionales, especialmente al aumentode la experiencia y la educación, que son dos factores asociados a una gran dispersión salarial intragrupo, es decir, entre trabajadores con el mismo nivel de educación o experiencia. En efecto, aldescomponer la varianza de los salarios encuentra que la desigualdad salarial residual da cuentade la mayor parte del crecimiento de la dispersión.

Algunas de estas críticas fueron parcialmente incorporadas al modelo clásico. Por ejemplo,Autor et al. (2008) reconocieron que tanto el crecimiento de la demanda de trabajadores conmayor nivel formativo como la desigualdad salarial en Estados Unidos se ralentizaron en los añosochenta, y encontraron además indicios de polarización en la distribución salarial. Sin embargo,dieron menos crédito a otras objeciones de los “revisionistas” en lo relativo a la descomposiciónde precios y cantidades. Al extender la técnica de descomposición propuesta por Machado y Mata(2005), Autor et al. (2008) observan que, a diferencia de lo predicho por Lemieux (2006), loscambios en la composición de la fuerza de trabajo sólo afectaron a la parte baja, pero que el granaumento de la desigualdad en la parte alta de la distribución se explica casi por completo por los

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cambios en la desigualdad entre grupos, es decir, en las remuneraciones.

Otro aspecto central que se ha incorporado al modelo ha sido reconocer que los cambios tec-nológicos no necesariamente tienen por qué aumentar sólo la demanda de los trabajadores máscualificados. Para ello, Autor et al. (2003) propusieron distinguir tareas según lo rutinarias quesean: las tecnologías de la información son sustitutas de la mano de obra en tareas rutinarias (acti-vidades manuales y cognitivas delimitadas que se rigen por reglas explícitas), pero complementanal capital humano en tareas no rutinarias (resolución de problemas y actividades complejas). Esdecir, las nuevas tecnologías pueden ser tanto complementaria como sustitutiva: complementa alos trabajadores altamente cualificados ocupados en tareas abstractas, pero puede sustituir a lostrabajadores de cualificación media que desempeñan tareas rutinarias (Autor et al., 2008). Conesta matización, el modelo se reconcilia con la observación empírica de creciente “rutinización” ypolarización del trabajo que se venía observando por ejemplo en Reino Unido en las últimas déca-das del siglo XX (Goss y Manning, 2003), pero también en otros países europeos (Christopoulouet al., 2010).

Más recientemente, Acemoglu y Autor (2010), que en general alaban las virtudes del modelo “ca-nónico” de oferta y demanda de trabajo, reconocen algunas limitaciones y proponen ampliaciones.A su juicio, los principales defectos del modelo clásico son dos: en primer lugar, que inicialmen-te no se aludía a las “tareas” realizadas en las ocupaciones, ni se hacía una buena distinción delas habilidades (aunque Autor et al. 2003 lo han incorporado parcialmente), y, en segundo lugar,que la tecnología se presupone exógena y se asume que el cambio tecnológico está sesgado a laalta cualificación, cuando hay evidencia de que no siempre la tecnología complementa, sino quetambién puede reemplazar al trabajo en ciertas actividades. En definitiva, recuperan la idea deque los rendimientos de la educación vienen determinados por una “carrera” entre la educación yla tecnología, pero inciden en la necesidad de ampliar el marco teórico y desarrollar un enfoquebasado en las tareas (task-based approach). Es decir, vincular el cambio en la estructura salariala modificaciones en las cualificaciones específicas, y especialmente en las tareas concretas que sedesempeñan en los puestos, para estudiar de manera más detallada el impacto de la tecnología enla distribución de ingresos.

1.3. ¿También en Europa ha aumentado la desigualdad como consecuen-cia del SBTC?

Comparando varios países europeos, Budría y Pereira (2011) comprobaron que en la década delos noventa aumentó la dispersión de salarios entre los trabajadores más formados, y se produjo undeterioro en los rendimientos de la formación universitaria en los trabajadores de bajos salarios.Se ha observado asimismo el impacto positivo de la formación en la desigualdad intra-grupo, esdecir, que hay más desigualdad en los niveles superiores de educación (Martins y Pereira, 2004;Lemieux, 2006). Este hallazgo tiene importantes implicaciones en términos políticos, dado que la

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desigualdad salarial no se podría reducir simplemente invirtiendo para aumentar el logro educativode la población: Incluso aunque en una población dada sólo hubiera trabajadores altamente cualifi-cados (que podrían demandar altos salarios), en esa población seguiría habiendo una considerabledesigualdad en los niveles salariales.

Además, en comparación con Estados Unidos, en Europa el cambio tecnológico no ha sido tansesgado hacia la cualificación, y las instituciones laborales y educativas juegan un papel crucial.Respecto a las instituciones educativas, Nickell y Bell (1996) observaron que mientras los salariosrelativos de los no cualificados cayeron en Reino Unido y Estados Unidos en los años setentay ochenta, no descendieron en Alemania. Su explicación reside en la diferente distribución dehabilidades resultado de los sistemas educativos:la parte baja de la distribución de habilidades yformación es comparativamente mayor en Alemania porque el sistema educativo germano produceuna distribución de capital humano más comprimida que la de países anglosajones. Por tanto, comolos trabajadores manuales que desempeñan puestos de cualificación media tienen en Alemania unnivel de cualificación relativamente mayor, son más productivos y reciben mayores salarios relativosque sus homólogos en Reino Unido o Estados Unidos.

En esta línea, Blau y Kahn (2001) demostraron que, si bien es cierto que la remuneración delas habilidades y el talento es más alta en Estados Unidos, en la explicación de las diferenciasen la distribución salarial con respecto a países europeos también juegan un importante papel lasinstituciones, tanto las de fijación de salarios como las educativas. De hecho, con la (InternationalAdult Literacy Survey (IALS) comprobaron que en los países europeos analizados, en los que ladispersión de la distribución salarial es menor, también es menor la dispersión de habilidades dela fuerza de trabajo porque los sistemas educativos europeos tienden a ser más igualitarios.

Por su parte, al analizar comparativamente las tendencias en la desigualdad en Estados Unidos,Australia, Canadá, Israel y algunos países europeos, Acemoglu (2003) comprueba que la demandarelativa de cualificaciones es diferente entre países y que, si bien la oferta relativa de cualificacionescreció más rápidamente en Europa, las instituciones del mercado de trabajo frenaron que la de-sigualdad salarial aumentara tanto. En su modelo las instituciones inducen a la compresión salarialen Europa y estimulan la inversión en tecnologías que eleven la productividad de los trabajadoresmenos cualificados. Es decir, que el cambio tecnológico en Europa ha sido menos sesgado hacia lacualificación (menos skill-biased) que en Estados Unidos.

1.4. Tendencias de la distribución salarial: ¿es España diferente?

Desde los años setenta y ochenta la desigualdad de ingresos creció mucho más en países anglo-sajones1. Recientemente ha aumentado en países de tradición más igualitaria y se ha reducido en

1Se trata de desigualdad de ingresos medida a partir de encuestas de hogares. No es por tanto, en sentido estricto,una desigualdad eminentemente salarial. En todo caso, aunque desigualdad salarial y desigualdad de ingresos (o derentas) no sean conceptos equivalentes, y el aumento de las diferencias de ingresos salariales no sea el único factor

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otros muy desiguales (OECD, 2011a). Sin embargo, mientras que en prácticamente todos los paísesde la OCDE la desigualdad de ingresos aumentó entre mediados de los 80 y los últimos años dela década de los 2000, España es (junto con Grecia, Portugal, Turquía o Chile), uno de los pocospaíses en los que el promedio del cambio porcentual anual del coeficiente de Gini fue negativo, esdecir, se redujo la desigualdad de ingresos (OECD, 2011b).

En lo que se refiere estrictamente a la desigualdad salarial, en prácticamente todos los paísesde la OCDE ha aumentado el ratio p90/p10 entre mediados de los años ochenta y finales de los2000, y con ello la dispersión salarial. Es decir, han crecido más los salarios del 10 por ciento delos trabajadores mejor pagados respecto al 10 por ciento peor pagado. Sin embargo, España esde nuevo una excepción, en este caso junto con Francia y Japón, donde la desigualdad salarial hatendido a reducirse en ese período (OECD, 2011a).

Es decir, a diferencia de la mayoría de países del entorno España se caracteriza por haberexperimentado en las últimas décadas una ligera tendencia hacia la compresión de la distribuciónsalarial (esto es, una reducción de la desigualdad. No es menos cierto que las evidencias empíricasreflejan un patrón contracíclico en lo que a desigualdad se refiere: la distribución salarial, que secomprime en momentos de crecimiento económico, se hace más dispersa en recesiones).

Los primeros estudios que analizan los cambios en la distribución salarial en España empleandatos de los años ochenta. Con las Encuestas de Presupuestos Familiares (EPF), tanto Abadie(1997) como Hidalgo (2010) constatan una reducción de la dispersión en la distribución salarialentre 1980 y 1990, concentrada especialmente en los cuantiles inferiores. Bover et al. (2001), sinembargo, con Registros de la Seguridad Social, identifican un aumento de la desigualdad entre 1980y 1987, acompañado de una mayor dispersión en la parte alta de la distribución. En los primerosaños de la década de los noventa, con la ECPF, se identifica también un ligero incremento de ladesigualdad salarial, concentrado en la parte baja de la distribución (Hidalgo, 2010; Pijoan-Mas ySánchez-Marcos, 2010).

En todo caso, si en los años ochenta y primeros noventa la limitación de datos no permite trazarun patrón claro, ya en la segunda mitad de los años noventa la reducción de la desigualdad salarialresulta evidente: tanto con la Muestra Continua de Vidas Laborales (MCVL) para los trabajadoresvarones (Felgueroso et al., 2010; Bonhomme y Hospido, 2012), como con el Panel de Hogares de laUnión Europea, PHOGUE (Pijoan-Mas y Sánchez-Marcos, 2010). A la misma conclusión se llegacon la Encuesta de Estructura Salarial (EES) de 1995 y 2002. Esta ligera reducción de la desigualdadsalarial se asoció a mejoras salariales en los niveles retributivos más bajos (Motellón et al., 2010)y a la mayor concentración de salarios en la parte inferior (Izquierdo y Lacuesta, 2007; Simón,2009). La compresión observada entre 2002 y 2006, sin embargo, está ligada a una reducción delas desigualdades en la parte alta (Carrasco et al., 2011; Lacuesta e Izquierdo, 2012). Bonhomme yHospido (2012) subrayan además el especial papel que jugó la construcción: el aumento del empleo

que determina el crecimiento de la desigualdad en los hogares (Atkinson, 2008), en las economías occidentales granparte de la desigualdad de renta viene dada por la desigualdad salarial (OECD, 2008; OECD, 2011a).

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y salarios en este sector contribuyó a la disminución de la desigualdad salarial en la expansiónque va de 1997 y 2007. De hecho, el sector de construcción, con un evolución claramente cíclica ymucho más acentuada que en otros países, ha tenido un papel muy destacado en la evolución delempleo en España: aumentó más que otros sectores en años de expansión y la posterior pérdidadesencadenó la debacle del resto (García-Serrano, 2012).

Como reflejo del patrón contracíclico que viene caracterizando la desigualdad salarial en España,en la reciente crisis la desigualdad salarial ha aumentado. Este incremento se constata tanto conla EES entre 2006 y 2010 (Casado y Simón 2013) como con la MCVL (Arranz y García-Serrano,2012; Bonhomme y Hospido, 2012; García-Serrano y Arranz, 2013).

1.5. Composición o rendimientos ¿qué ha determinado los cambios enla distribución salarial?

Los cambios en la estructura salarial se pueden explicar como consecuencia de variaciones enla composición de la fuerza de trabajo o como resultado de modificaciones en la manera en que seremuneran cada uno de los factores productivos. Por ejemplo, centrándose en la composición porniveles educativos, es razonable pensar que un aumento en la proporción de trabajadores en puestosmás cualificados suponga un aumento de la dispersión salarial, porque sus remuneraciones son enpromedio mayores. Podría suceder además que un cambio en la oferta y demanda de cualificacionesen el mercado de trabajo modificara sus salarios relativos. En ese caso, incluso aunque la proporciónde trabajadores no cambiara, la desigualdad salarial sería mayor como consecuencia del cambio enlas remuneraciones entre grupos.

Para determinar el papel que juegan estas dos dimensiones (los cambios en la composición o enlas remuneraciones) en la evolución de la estructura salarial, en los trabajos empíricos normalmentese desarrolla algún tipo de descomposición de la estructura salarial y/o regresiones cuantílicas. Entérminos generales, los cambios en la desigualdad salarial se pueden descomponer en los siguienteselementos:

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Cambios en la composición de la fuerza de trabajo (cantidades)

Cambios en los rendimientos (precios):

• Desigualdad entre grupos (“between-group inequality”), es decir, diferencias en las remu-neraciones salariales de diferentes tipos de trabajadores.

• Desigualdad intragrupo (“within-group inequality”), es decir, cambios en la dispersiónsalarial dentro de trabajadores con los mismos niveles de experiencia, formación u ocu-pación.

• Desigualdad residual (“residual wage inequality”), incorporada en el término de error,que no se explica por las características observadas, sino por elementos inobservadoscomo las habilidades, el talento o la iniciativa.

Hidaldo (2010) observa que tanto los cambios en las remuneraciones (precios) como en la com-posición han jugado un rol importante en la evolución de la desigualdad, pero subraya que es elcrecimiento de la desigualdad entre grupos el factor que está detrás del aumento en la parte alta dela distribución. Entre 1995 y 2002 para nueve países europeos entre los que se encuentra España,Christopoulou et al., (2010) concluyen que han sido los cambios en las remuneraciones, que hanafectado a los rendimientos de las características de los trabajadores y de los puestos, induciendotambién a cambios en la composición de la fuerza de trabajo. Lacuesta e Izquierdo (2012) incidentambién en la importancia de cambios en los rendimientos, y en concreto otorgan un papel clave alcomponente between-group en la explicación de la desigualdad, argumentando que la negociacióncolectiva limita la dispersión dentro del mismo grupo de trabajadores. Por su parte, Carrasco etal., (2011) encuentran relevantes los efectos de la composición del empleo, es decir, el cambio enlas características de la fuerza de trabajo. De hecho, el efecto composición es el principal factorexplicativo de la caída de los salarios reales en los hombres durante el período 1995-2002. Sin em-bargo, entre 2002 y 2006 observan que es la caída de los rendimientos de algunas característicasindividuales (especialmente educación y antigüedad), lo que causa el limitado crecimiento de lossalarios.

Evidentemente el ciclo tiene una influencia clara. Entre 1995 y 2002, en un período expansivo,Motellón et al. (2010) concluyen que la evolución de la desigualdad se explica por los cambiosen la diferente estructura retributiva (rendimientos) de indefinidos y temporales. Arranz y GarcíaSerrano (2012), por su parte, observan que entre 2005 y 2010, en un período recesivo, los cambios enla desigualdad salarial se explican por variaciones en la distribución de los atributos de los puestosy los trabajadores (composición). En esta línea, Bonhomme y Hospido (2012), que encontraban quetanto los efectos composición como los efectos precio contribuyeron a reducir la desigualdad en laexpansión, reconocen que en el período recesivo que va de 2007 a 2010 los efectos composición porsí solos explican el aumento de la desigualdad. Un resultado parecido obtienen Casado y Simón(2013), al subrayar el papel protagonista de la composición del empleo en el período recesivo,mientras que en el período expansivo sólo consideran determinante el cambio en los rendimientos

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salariales. En definitiva, la explicación de los cambios de la desigualdad en España se ha centradoprincipalmente en los cambios en los rendimientos de los factores (intra y entre grupos) en períodosexpansivos, y por cambios en la composición en períodos recesivos.

Evolución de la desigualdad intra y entre grupos según cualificación. Si operase sóloel efecto composicional, el aumento de trabajadores más cualificados (y por tanto con mayoressalarios) la desigualdad debería haber aumentado. Pero esto no es lo que ha sucedido en España.Se hace necesario, por tanto, analizar la evolución de los rendimientos de la educación.

Ya desde las primeras ecuaciones salariales mincerianes de los años setenta, el stock de capitalhumano es una variable fundamental, con efecto positivo, que explica una parte considerable de lavarianza en los niveles salariales de los trabajadores. Los trabajadores más cualificados percibenmayores salarios, ya se explique teóricamente como señalización de habilidades en el mercado detrabajo, o como reflejo de la mayor productividad. Sin embargo, en comparación con otros paíseseuropeos es escasa la contribución de la educación a la desigualdad salarial española, mientrasque otras variables, como la antigüedad por ejemplo tiene una influencia en la desigualdad muchomayor (Simón, 2009)2.

Además, en España, la educación ha reducido su “rentabilidad” en el mercado de trabajo3.Aunque en los años ochenta se produjo un ligero incremento de los ingresos medianos para losgrupos de mayor formación y experiencia (Bover et al., 2001), en las últimas décadas se ha reducidola diferencia de salarios entre los trabajadores con menor y mayor nivel formativo. Es decir, hadisminuido la “desigualdad entre grupos” según formación (Simón, 2007; Simón, 2009, Felguerosoet al., 2010; Lacuesta e Izquierdo, 2012). Más recientemente, entre 2005 y 2010, se han reducido lasdiferencias en parte baja de la distribución y ha aumentado la dispersión en la parte alta (Arranzy García-Serrano, 2012).

Esta dinámica española resulta en principio una excepción en un contexto internacional ycuestiona parcialmente la hipótesis del SBTC. En la mayoría de países europeos, y más aún enEstados Unidos, ha sucedido exactamente lo contrario: la expansión educativa ha supuesto unincremento en la dispersión de la distribución salarial al aumentar las diferencias entre trabajadoressegún su cualificación. Todo parece indicar que, al menos hasta la reciente crisis, el aumento enla oferta de universitarios no ha compensado los limitados aumentos en la demanda. Es decir, lacaída de los rendimientos de la educación refleja un desajuste educativo en el mercado de trabajo

2En efecto, hay grandes diferencias salariales entre establecimientos tras controlar por características de lostrabajadores (Palacio y Simón, 2004) y se ha demostrado que gran parte del efecto de las características de losindividuos se produce en España a través de la forma en que se distribuyen los puestos de trabajo y empresas(Simon 2007, 2009)

3Este hecho se ha constatado empíricamente a través de dos medidas: como reducción de la prima salarial de losuniversitarios, es decir, caída del “schooling premium” o “skill wage premium” (ratio de los salarios de trabajadoresde mayor formación respecto a los de menos), o como caída en los rendimientos de la educación (definidos a partirdel coeficiente de la variable educativa en una ecuación salarial de tipo minceriano).

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español.

Por otra parte, en lo que se refiere a la desigualdad intra grupos, y en la línea de lo encontradopara otros países europeos (Lemieux, 2006; Budría y Pereira, 2011) se ha comprobado que ladispersión salarial entre individuos con formación universitaria es mayor (Bover et al., 2001; Simón,2007; Hidalgo, 2010, Carrasco et al., 2011: Arranz y García-Serrano, 2012). En la explicación deesta regularidad tendría mucho peso la expansión educativa: la reducción de costes educativos,especialmente en los trabajadores más jóvenes, habría supuesto la incorporación de personas condistintos grados de habilidad. El aumento de la heterogeneidad inobservable entre universitariosestaría enmascarando, por tanto, el efecto de la formación sobre el salario cuando la productividadde los trabajadores es muy variada.

2. Datos

La fuente utilizada en este estudio es la Encuesta de Estructura Salarial (EES), elaborada conperiodicidad cuatrienal siguiendo directrices comunitarias y permite disponer de amplia informa-ción sobre la distribución de los salarios. La primera ola en España se realizó en 1995 y las siguientesen 2002, 2006 y 2010. Se trata, por tanto, de cuatro secciones cruzadas en las que se recoge in-formación de aquellos trabajadores cuya principal fuente de remuneración sea salarial. Quedanexcluidos los presidentes, miembros de consejos de administración y todo personal remuneradoprincipalmente por comisiones o beneficios.

El muestreo es bietápico estratificado. En una primera etapa se seleccionan mediante un mues-treo aleatorio estratificado con afijación óptima las Cuentas de Cotización a la Seguridad Social.Para la estratificación se tienen en cuenta tres variables: actividades económicas, comunidadesautónomas y tamaño. Este procedimiento es equivalente al de la Encuesta Trimestral de CosteLaboral (ETCL). En la segunda etapa se solicita a la Tesorería General de la Seguridad Socialla lista de trabajadores en alta durante el mes de octubre. A partir de ese listado de trabajado-res, ordenados por sexo y grupos de cotización se seleccionan a los trabajadores con un muestreosistemático para garantizar la variabilidad de la muestra. Según el año, el número de cuentas decotización incluidas oscila entre las 20.000 y 30.000, que incluyen a más de 200.000 trabajadoresen las últimas olas (Anexo 1). Por el propio tipo de muestreo, sólo se dispone de información deun puesto de trabajo por persona. Es decir, no capta si una persona tuvo más de un empleo a lolargo del año.

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2.1. Ventajas e inconvenientes de la EES respecto a otras fuentes coninformación salarial

Hoy por hoy la EES es la principal fuente de información para estudiar los cambios en ladistribución salarial en España, especialmente si se precisa disponer de información de calidadsobre el nivel formativo de los trabajadores. Entre sus ventajas cabe destacar el amplio tamañomuestral, la detallada información disponible sobre las características de los trabajadores y lasempresas, y el hecho de que se realice también en otros países europeos siguiendo una normativacomún de output.

Otra ventaja destacable es la buena medición de la formación de los trabajadores. En estepunto se presenta como una fuente más atractiva que la Encuesta de Coste Laboral (ECL), queno proporciona información sobre el nivel formativo, o incluso la MCVL, en la que la informaciónsobre la educación, proveniente del padrón, está desactualizada4. Además, a diferencia de otrasfuentes, como la MCVL con datos mensuales, los salarios no están truncados en los extremos y, adiferencia de la EPF o la ECPF e dispone de información tanto de hombres como de mujeres.

La única limitación de la EES es si acaso el período temporal disponible (de 1995 a 2010), quepuede resultar escaso en términos internacionales. Sin embargo, no parece haber una alternativamucho mejor en España. La MCVL, por ejemplo, sólo se difunde desde 2005. Los datos anteriorespor tanto son retrospectivos, y al emplear series largas se incurriría en problemas de falta derepresentación de la muestra5

2.2. Cambios metodológicos en la EES

Uno de los principales retos en la explotación de las cuatro olas es hacerlas comparables, porquese han producido considerables cambios en la composición de la muestra y en las variables . Se hanmantenido el ámbito geográfico, los períodos de referencia y el ámbito poblacional sólo se modificóligeramente en 2002: en 1995 podían formar parte de la muestra todos los trabajadores del centrode trabajo dados de alta el 31 de octubre, pero a partir de 2002 se empezó a considerar a aquellosque hubieran estado dados de alta en algún momento del mes de octubre.

Los cambios más relevantes se han dado en tres aspectos: tamaño de las empresas, sectoresde actividad y clasificación de las ocupaciones. En primer lugar, el cambio en el tamaño de lasempresas que forman parte de la muestra es crucial, especialmente en un país como España con

4Para solventar esta carencia, en ocasiones se ha utilizado el grupo de cotización como proxy del nivel educativo.Sin embargo, esta alternativa no está exenta de problemas porque por ejemplo los directivos no tienen por qué teneruna titulación universitaria (y pertenecen al primer grupo de contribución), y puede haber cambios en el grupo decontribución dentro de un mismo contrato.

5La razón es la disminución de la muestra (attrition). Los trabajadores sobre los que se dispone de informaciónen el presente pueden no ser representativos de los trabajadores pasados porque no están incluidos aquellos quetrabajaron en el pasado, pero no actualmente.

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un amplio peso de las empresas pequeñas en el tejido productivo: a partir de 2006 se empezarona incluir también a las menores de 10 trabajadores, pero en 1995 y 2002 se carece de informaciónsobre las de menos de 10 trabajadores. Por eso, para analizar la evolución de la desigualdad seharán ajustes para hacer comparables las muestras de los diferentes años.

En segundo lugar, la cobertura sectorial también ha sufrido importantes modificaciones. En1995 sólo se incluían actividades de mercado (grupos C-K de la CNAE-93), pero desde 2002 lamuestra abarca también actividades como educación, actividades sanitarias, servicios sociales yprestaciones a la comunidad o servicios personales (grupos M-O de la CNAE-93 y grupos P, Q yS de la CNAE-09). En todas las olas se excluyen las actividades agrícolas, ganaderas y pesqueras(grupos A y B en la CNAE-93, y grupo A en la CNAE-09), servicio doméstico (grupo P en CNAE-93 y grupo T en CNAE-09) y organismos extraterritoriales (grupo Q en CNAE-93 y grupo U enCNAE-09). La Administración pública, defensa y Seguridad Social (grupo L en CNAE-93 y grupoO de la CNAE-09) no se ha incluido hasta 2010, donde hay trabajadores de la administraciónpública siempre que pertenezcan al Régimen General de la Seguridad Social. No están incluidos,por tanto, los funcionarios cuyo sistema de previsión es distinto al de la Seguridad Social.

En tercer lugar, la clasificación de ocupaciones tampoco es comparable. En las tres primerasolas se utiliza la CNO-94, pero en la de 2010 ya se ha utilizado la nueva CNO-11. Para hacerlascomparables es necesario efectuar una reclasificación de las ocupaciones a dos dígitos haciendo usode las matrices de conversión que proporciona el INE. Sin embargo, con la información ocupacionala un solo dígito resulta virtualmente imposible hacer dicha transformación. La alternativa adoptadaha sido doble: agrupar en grandes grupos las ocupaciones de ambas clasificaciones en el análisisdescriptivos, y mantener las clasificaciones originales en las estimaciones econométricas.

2.3. Definición y cálculo de los conceptos salariales

La mayoría de los estudios que analizan la distribución salarial utilizan el concepto de salariohora, aunque en algunos casos se emplean también otros conceptos salariales referidos a cuantíasmensuales, anuales o diarias. Generalmente la utilización de una u otra medida está condicionadapor la disponibilidad de datos de cada una de las fuentes. No obstante, no es menos cierto quela elección de una u otra puede hacer que en el cálculo de medidas de desigualdad puedan variarsegún el concepto salarial empleado. En este sentido, se ha comprobado que la dispersión es muchomayor en el salario anual que en el salario hora (Atkinson 2008).

En este trabajo, al calcular las diferentes definiciones salariales se han tenido en cuenta lascantidades percibidas por los trabajadores (tanto regulares como extraordinarios), ajustadas portiempo trabajado en los casos en los que se dan situaciones especiales que afectan a la remuneración.Por otra parte, como los salarios de las diferentes olas se recogen en términos nominales, se hanajustado con el deflactor del IPC para eliminar el efecto de la inflación, y por tanto se expresan entérminos reales a precios de 2001. En 1995, cuyos salarios se recogieron en pesetas, además se han

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convertido las cifras en euros aplicando el tipo oficial de entrada en la Unión Monetaria6.

Para comprobar la robustez de las diferentes medidas de desigualdad, se ha optado por calculartodos los conceptos salariales que la fuente permite. No obstante, en las estimaciones econométricasse da prioridad a la medida del salario hora. En general se ha optado por los salarios brutos y nonetos porque en 1995 se carece de información desagregada sobre el IRPF y cotizaciones sociales,que serían las cantidades a descontar del salario bruto para calcular el neto.

2.4. Homogeneización de las olas para su comparabilidad

Para evaluar los cambios en la distribución salarial resulta imprescindible que las muestras seancomparables en su diseño. Con este objetivo, en la línea de la mayoría de los estudios que abarcanmás de una ola de la EES, se han realizado dos ajustes que afectan a los sectores cubiertos y altamaño de la empresa para hacerlas comparables. En concreto, respecto a los sectores de actividad,se han filtrado a partir de 2002 las actividades no incluidas en 1995 (secciones M-O CNAE-93), niconsiderar tampoco la Administración pública, defensa y Seguridad Social (grupo O de la CNAE-09), que sólo está en 2010. En cuanto al tamaño de la unidad, se ha prescindido de la informaciónrelativa a empresas con menos de 50 trabajadores, dado que el grupo de empresas menores a esetamaño no es homogéneo en las diferentes olas (de 10 a 49 en 1995 y 2002; y de 1 a 49 en 2006 y2010).

Al considerar sólo empresas de más de 50 trabajadores la distribución salarial podría estarsesgada, puesto que este tipo de centros de trabajo no son representativos del tejido empresarialespañol. De hecho, como es sabido, España se caracteriza por un considerable minifundismo em-presarial: con datos del Ministerio de Empleo sobre empresas inscritas en la Seguridad Social secomprueba que casi la totalidad de las empresas son de menos de 50 trabajadores, y éstas dantrabajo a prácticamente la mitad de la población ocupada. Por esta razón, y con el objetivo decomprobar la robustez de los resultados, se considera también la comparación entre 2006 y 2010teniendo en cuenta todas las actividades y tamaños de empresa.

Por otra parte, se ha tomado también en consideración la posible presencia de casos atípicosoutliers) en las variables salariales. A este respecto, Palacio y Simón (2004), con la EES, eliminanlos casos de trabajadores cuyo salario hora fuera inferior a 150 pesetas o superior a 50.000 pesetas,y Casado y Simón (2013) a aquellos con salarios por hora inferiores a 1 euro o superiores a 200euros. Por su parte, Budría y Pereira (2011) eliminan los casos de salarios inferiores al 10 por cientoo 10 veces mayor del salario medio. Con la EPF, Abadie (1997), opta por no truncar la muestra, alconsiderar que si el efecto de las distorsiones es similar en ambos períodos los principales hallazgosno se ven afectados.

En este caso, al comparar los valores extremos en las diferentes olas de la encuesta se ha61 Euro=166,386 ptas

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observado una considerable variedad en los valores mínimos y máximos en los diferentes años comoconsecuencia de las diferentes unidades de muestreo incorporadas en cada ola. Por tanto, paraevitar posibles distorsiones que introducen los casos extremos no representativos de la poblaciónse ha optado por filtrar los casos con salarios hora brutos inferiores a 2 euros o superiores a 400.En el salario mensual bruto los puntos de corte se han fijado en 200 y 50.000 euros, y en el salarioanual bruto en 2.000 y 600.000 euros. Con estos ajustes los valores medios apenas se ven alterados.

En definitiva, se han considerado cinco tipos de muestras, a saber:

A. Muestra total no comparable, 1995-2010.

B. Muestra comparable en sectores de actividad (actividades de mercado) y tamaño de la em-presa (más de 50 trabajadores). 1995-2010.

C. Muestra comparable en sectores de actividad y tamaño de la empresa. Sin outliers. 1995-2010.

E. Muestra comparable entre 2006 y 2010. Todas las actividades y tamaños de empresa.

F. Muestra comparable entre 2006 y 2010. Todas las actividades y tamaños tamaños de empresa.Sin outliers.

Las distribuciones de densidad kernel en cada una de estas cinco alternativas se recoge en el Anexo1, y el tamaño de la muestra en cada uno de los casos, en el Anexo 2. Como se observa, en los casoscon y sin outliers no hay cambios cualitativos en las funciones de densidad. En todo caso, en elapartado de resultados se especifica convenientemente cuál de estas modalidades se está utilizando.

3. Metodología

Además de la descomposición de la distribución salarial (sección 3.1.) se estimarán ecuacionessalariales mincerianas por Mínimos Cuadrados Ordinarios (sección 3.2.) y regresiones cuantílicaspara analizar las diferncias intra-grupos (sección 3.3).

3.1. Descomposición de los cambios en la desigualdad

Con el objetivo de determinar si los cambios en la distribución salarial se producen comoconsecuencia de modificaciones en la estructura retributiva o a cambios en la composición dela fuerza de trabajo, se realiza una descomposición de la distribución. En concreto, se aplica elprocedimiento propuesto por DiNardo et al. (1996) y Butcher y DiNardo (2002), poniendo elfoco de atención en dos grupos de trabajadores diferentes según su cualificación: universitarios

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y no universitarios7. Se trata de un procedimiento semiparamétrico, que puede considerarse unageneralización de las clásicas descomposiciones de Oaxaca (1973) y Blinder (1973). La idea clave es,al igual que la del resto de técnicas de descomposición, construir un contrafáctico de lo que habríaocurrido en el año t2 si se hubieran mantenido las características de los trabajadores del año t1,pero con la estructura retributiva de t2. Este enfoque tiene la virtud de ofrecer medidas numéricasde la importancia de los factores y una representación visual con la que se puede identificar enqué punto de la distribución se localizan (distribuciones kernel). Por tanto, va más allá de losprocedimientos clásicos a lo Oaxaca-Blinder en las que sólo se pueden explicar los cambios sobreel valor medio de la distribución8.

El objetivo de la descomposición es construir una distribución salarial contrafáctico para unaño t2 con las características de los trabajadores en el año t1, pero la estructura retributiva delaño t2. Es decir, la distribución salarial contrafáctico que se busca representa “la densidad que sehabría observado si se hubiera mantenido la composición laboral de t1, y los trabajadores hubieransido remunerados de acuerdo con el esquema salarial de t2”.

La función de densidad de probabilidad (fdp) del salario en el año t1 es igual a:

gt1(w|y) =∫x∈Ωx

ft1(w|x, y)ht1(w|y)dx (1)

Mientras que la fdp del salario en el año t2 es:

gt2(w|y) =∫x∈Ωx

ft2(w|x, y)ht2(w|y)dx (2)

donde fti(w|x, y), i = 1, 2, representa la estructura de remuneración de los trabajadores en losaños hti(w|y), i = 1, 2, representa la fdp de las características observadas para esos trabajadoresen los dos años, x es el vector de variables que definen las características de los trabajadores y lospuestos. Finalmente, y es una variable que segmenta a los trabajadores en dos grupos diferentessegún la característica que quiera analizarse (universitario-no universitario, etc.).

La distribución salarial contrafáctica será:

gt2|t1(w|y) =∫x∈Ωx

ft2(w|x, y)ht1(w|y)dx (3)

7DiNardo et al. (1996) diferencian entre trabajadores afiliados a sindicatos y trabajadores no afiliados a sindicatos,mientras que el análisis de Butcher y DiNardo (2002) se basa en trabajadores inmigrantes y nativos.

8El problema es, sin embargo, que el procedimiento es path dependent, es decir, que los resultados de la des-composición dependen del orden de las características explicativas. Conviene, por tanto, complementar con otrosmétodos de descomposición (Fortin et al. 2011), como han propuesto más recientemente Firpo et al. (2009) a partirde la función de influencia recentrada. Además, resulta interesante comprobar la robustez de los resultados conotros procedimientos, como las que estiman la distribución con regresiones cuantílicas, entre las que destacan el deMachado y Mata (2005) o Melly (2005).

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Como se observa, la fdp salarial entre (2) y (3) son iguales en ft2(w|x, y), porque en (3) se mantienela estructura retributiva de los trabajadores en t2. Por lo tanto, la diferencia entre la fdp salarialde (2) y (3) se da en ht1(w|y), porque en el contrafáctico la composición laboral es la de t1.

Las fdp salariales de las expresiones (1) y (2) se representan gráficamente a través del métododel kernel. Sin embargo, no es inmediato el cálculo de la fdp en (2), al depender de la estructurasalarial de un año y de las características de los trabajadores de otro año. La propuesta de DiNardoet al. (1996) para su estimación y representación por el método kernel es re-especificarla en términosde la densidad observada en el año t1 y utilizar una ponderación de las observaciones de ese año,de forma que se reproduzca la distribución de características existente en t2. Aplicando el Teoremade Bayes:

Para t1: p(t1|x, y) =ht1(x|y)p(t1|y)

h(x|y)⇒ h(x|y) = ht1(x|y)p(t1|y)

p(t1|x, y)(4)

Para t2: p(t2|x, y) =ht2(x|y)p(t2|y)

h(x|y)⇒ h(x|y) = ht2(x|y)p(t2|y)

p(t1|x, y)(5)

Igualando (4) y (5)

ht1(x|y) = ht2(x|y)θ(x) (6)

siendo

θ(x) =p(t1|x, y)p(t2|y)p(t2|x, y)p(t1|y)

(7)

donde p(t1|x, y) i = 1, 2, denota la probabilidad de ti condicionada a las características de lostrabajadores, es decir, la probabilidad de que una observación esté en un año determinado conocidalas características de un individuo. Por su parte, p(t1|y) i = 1, 2, es la probabilidad incondicionadade ti. Sustituyendo (7) en (3) se obtiene:

gt2|t1(w|y) =∫x∈Ωx

θ(x)ft2(w|x, y)ht2(w|y)dx (8)

es decir, se consigue la fdp contrafáctica de t2 con términos que dependen sólo de t1. Se puedeobservar que la fdp (8) es idéntica a la (1) multiplicada por θ(x). Por lo tanto, para estimar la fdpcontrafáctica, sólo resta estimar θ(x).

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Las probabilidades incondicionadas se obtienen automáticamente a partir del número de obser-vaciones disponibles en t1 y t2:

Para t1: p(t1|y) =Nt1

Nt1 +Nt2

(9)

Para t2: p(t1|y) =Nt2

Nt2 +Nt2

(10)

siendo Nt1 y Nt2 el número de observaciones en cada una de las muestras.

Las probabilidades condicionadas se obtienen a partir del modelo probit, en el que los regresoresson el vector de características x, e y es la variable de segmentación (cualificación en este caso)9.Por tanto, se estiman sendos probit para cada año y grupo de cualificación. Con ellos, junto conlas probabilidades no condicionadas se calcula (una para cada grupo de cualificación), que será elfactor de ponderación de las distribuciones contrafactuales.

3.2. Ecuaciones mincerianas estimadas por MCO

Los rendimientos salariales de la formación han sido ampliamente estimados con ecuacionessalariales mincerianas. En su formulación inicial, la “función de ingresos minceriana” (Mincer 1974)es una función semilogarítmica, estimada por Mínimos Cuadrados Ordinarios (MCO), en la quelos ingresos que alcanza el individuo varían linealmente con el tiempo invertido en educación, ycuadráticamente con la experiencia. Vectorialmente:

lnw = Xβ + ε (11)

donde w contiene los salarios de los individuos, β son los parámetros del modelo, y X contiene losvalores de las variables explicativas de los distintos individuos. La estimación de los parámetrosse hace por Mínimos Cuadrados Ordinarios (MCO), y el coeficiente de los años de escolarización,que suele ser positivo, se interpreta como la tasa privada de rentabilidad marginal promedio dela inversión educativa. Evidentemente, la formulación logarítmica es preferida a la expresión delsalario en términos absolutos: permite la interpretación de los coeficientes en términos porcentua-les y facilita así la comparación entre países y períodos de tiempo. Esta formulación inicial, enla que el nivel formativo está expresado en años, ha sido ampliamente utilizada en España (Ray-mond et al., 2000; Salas-Velasco, 2006; Murillo et al., 2010). Sin embargo, presenta, entre otros,el inconveniente de asumir constante el rendimiento marginal de la inversión en capital humano.

9El probit se estima con el vector de variables que se utiliza en las regresiones cuantílicas, a diferencia de lasvariables continuas se introducen como categóricas.

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Implícitamente se estaría aceptando que un año adicional de educación tiene la misma rentabilidadindependientemente de cuál sea el número de años de educación que el individuo ha acumulado.

Partiendo de esta formulación inicial, otros estudios han estimado los rendimientos salariales dela educación considerando los niveles de educación como variables dummies, en lugar de tratarlacomo una variable continua que exprese los años de escolarización formal Alba y San Segundo,1995; Vila y Mora, 1998; Raymond et al., 2000; Murillo et al., 2010). Esta segunda es la perspectivaadoptada en este trabajo. En concreto, se utiliza la variable “universitario” para distinguir entrelos trabajadores según si han cursado o no estudios superiores de tipo universitario.

En definitiva, con las ecuaciones salariales estimadas por MCO los coeficientes se interpretancomo el efecto promedio que tiene cada una de las variables en los salarios de los trabajadores.Por ejemplo, en el caso de la formación, se interpretaría como el efecto promedio que tiene sobreel salario de los trabajadores un año más de formación (en la formulación continua de la variable)o un nivel educativo (cuando la variable es discreta).

3.3. Regresiones cuantílicas

La regresión cuantílica o regresión de cuantiles (quantile regression) fue propuesta inicialmentepor Koenker y Bassett (1978), con ampliaciones posteriores de Buchinsky (1998), Koenker (2005) oAngrist et al. (2006), entre otros. Se trata de una extensión de la regresión múltiple por MCO, peroque proporciona una visión más completa y robusta de la relación entre la variable y y los regresoresx é y. En el caso de los rendimientos de la formación, la regresión cuantílica permite cuantificar losefectos de la formación superior sobre los salarios en diferentes puntos de la distribución. Por tanto,cuando se considera más de un año, la técnica permite describir los cambios en los rendimientosde la formación (o cualquier otra variable de interés) a lo largo de la distribución salarial, con loque se puede analizar la desigualdad intra-grupo. Es decir,

Wq(y|x) = x′β(q), q ∈ (0, 1) (12)

Se trata de un enfoque semiparamétrico, porque omite supuestos sobre distribución paramétricade los errores de la regresión (por eso la técnica es especialmente adecuada para datos heteroce-dásticos). Normalmente en la regresión cuantílica se asume que la función es linear en x, aunquela técnica puede permitir que no lo sea (Koenker, 2005). Los coeficientes se estiman iterativamen-te minimizando las desviaciones absolutas ponderadas, y los errores estándar, por su parte, seobtienen con bootstrap.

La técnica ha sido ampliamente utilizada para analizar los cambios en la distribución salarial(Abadie, 1997; Machado y Mata, 2001; Martins y Pereira, 2004; Budría y Pereira, 2011; Arranz yGarcía-Serrano 2012a, 2012b, entre otros). Sus ventajas respecto al convencional enfoque de MCO

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son básicamente dos: la robustez y la mejor caracterización de los coeficientes a lo largo de ladistribución. Al estimar una regresión cuantílica sobre el percentil 50 (es decir, la mediana o elcuantil 0,50) los coeficientes son más robustos que en la clásica regresión sobre la media, y menosafectados por posibles outliers. Además, al estimar los coeficientes sobre diferentes cuantiles dela distribución, se puede analizar la heterogeneidad de los efectos de las características sobre lossalarios a lo largo de la distribución.

4. Resultados

Antes de presentar los resultados de la descomposición de la desigualdad salarial (subsección4.2) y los rendimientos de la educación subsección 4.3, resulta conveniente un primer análisisdescriptivo. Para ello, en primer lugar se presentan los cambios en la distribución salarial, en lacomposición de la fuerza de trabajo, así como la evolución de las remuneraciones para diferentescolectivos de trabajadores subsección 4.1. Todas las medidas ofrecidas se calculan con diferentesindicadores y definiciones salariales con el objetivo de comprobar y asegurar la robustez de losresultados.

4.1. Análisis descriptivo de la evolución de desigualdad salarial, la com-posición de la fuerza de trabajo y las remuneraciones

El análisis de los cambios en la distribución salarial se realiza a través de tres medidas: elcoeficiente de Gini, el ratio p90/p10 y la desviación típica del logaritmo del salario. Cada uno deestos indicadores se calcula en los diferentes años para dos definiciones del salario: hora y mensual(Véase Anexo 3). Lo más destacable es el aumento de la dispersión entre 1995 y 2002, especialmenteen la parte alta. Entre 2002 y 2006, sin embargo, se dio una reducción de la desigualdad salariala lo largo de toda la distribución, y entre 2006 y 2010, volvió a aumentar cuando se atiende a losindicadores salariales de mes y hora (considerando todas las actividades económicas y tamaños deempresa), aunque se redujo si se considera el salario hora en las empresas grandes. Se confirma,por tanto, el patrón contracíclico de la desigualdad.

Los cambios en la composición de la fuerza de trabajo pueden tener un peso importante en laevolución de la desigualdad. Cabría pensar que el aumento de puestos de trabajo peor remunera-dos (mujeres o extranjeros, por ejemplo, pero también jóvenes) conduciría a una reducción de ladispersión en la distribución salarial. Por el contrario, un aumento de la dispersión salarial (mayordesigualdad) si aumentara la cualificación de los trabajadores o su antigüedad. Entre 1995 y 2010se ha dado una evolución contracíclica en la composición de la fuerza de trabajo: entre 1995 y 2006se incorporaron trabajadores más cualificados en peores puestos, pero en momentos de retrocesoeconómico aumentan los puestos mejor remunerados (la evolución pormenorizada puede verse enel Anexo 4).

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Finalmente, la evolución de los salarios en España en el período analizado es claramente contra-cíclica (Anexo 5). Aunque en agregado los salarios reales medios y medianos siguieron entre 1995y 2010 una tendencia ascendente, no fue un incremento lineal: en 2006 se produjo un descensorelativo en los salarios reales mensuales y en los salarios hora respecto a los de 2002. Menciónespecial merece analizar el efecto de la reciente crisis económica, es decir, la evolución entre 2006y 2010. En esos años aumentaron en términos reales los salarios hora (tanto medios y medianos) ylos salarios mensuales (cuando no se consideran las empresas de pequeño tamaño). Este aumentosalarial observado en 2010 puede estar asociado al cambio en la composición de la fuerza de trabajodescrito anteriormente.

Cuadro 1: Evolución del wage premium en el salario hora real por características de lostrabajadores y del puesto de trabajo.

1995* 2002* 2006* 2006** 2010* 2010**Nivel formativo 1,76 1,54 1,50 1,56 1,70 1,72Antigüedad 1,67 1,62 1,53 1,46 1,61 1,64Edad 1,67 1,51 1,47 1,46 1,85 1,64Tamaño de la empresa (I) 1,22 1,23 1,11 1,21 1,16 1,23

Tamaño de la empresa (II) 1,18 1,16

Tamaño de la empresa (III) 1,32 1,33Género 1,41 1,39 1,36 1,23 1,36 1,30Nacionalidad 1,18 1,19 1,18 1,28 1,25

El wage premium es el la prima salarial relativa que reciben los trabajadores con un tipo de características(generalmente mejor remuneradas) en relación al resto de trabajadores. Por ejemplo, según nivel formativo, elwage premium se calcula como el ratio del salario hora promedio de los trabajadores con formación universitaria yel salario hora promedio del resto de trabadores. Por tanto, si el wage premium según formación tuviera un valorde 2, significaría que los trabajadores con nivel universitario ganarían 2 veces más que que trabajadores nouniversitarios. Las otras categorías consideradas son: antigüedad en la empresa (más de 3 años respecto al resto),edad (más de 40 años respecto al resto), tamaño de la empresa en tres versiones: (I) más de 200 trabajadoresrespecto a menos de 200 trabajadores, y (II) más de 50 trabajadores respecto a menos de 50 trabajadores, y (II)más de 200 trabajadores respecto a menos de 50 trabajadores; género (hombres respecto a mujeres) y nacionalidad(españoles respecto a extranjeros).* Empresas de más de 50 trabajadores. Sin actividades sanitarias, educativas o sociales (Anexo 5.A.).** Todas las actividades y tamaños de empresa (Anexo 5.B.).

Otra manera complementaria de ver la evolución salarial según características de la fuerzade trabajo y corroborar el patrón contracíclico es analizar los cambios en la prima salarial wagepremium) según ciertos atributos (Cuadro 1). Como se percibe, la prima salarial asociada al nivelformativo, la antigëdad, la edad e incluso el que compara salarios de hombres y mujeres disminuyóentre 1995 y 2002, pero también entre 2002 y 2006. Por tanto, las diferencias entre los trabajadoressegún esos atributos se redujeron. Sin embargo, 2010 supone un cambio en la tendencia: aumentael diferencial salarial entre trabajadores según formación, edad o antigëdad en la empresa, a la vez

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que se acentúan las diferencias entre hombres y mujeres, así como entre trabajadores nacionales yextranjeros.

4.2. Descomposición de los cambios en la desigualdad: composición yrendimientos

Con el objetivo de determinar si los cambios en la desigualdad se debieron a modificacionesen la composición o en la manera de retribuir a los trabajadores, se desarrolla el procedimientopropuesto en el subsección 3.1. Seguidamente, en el subsección 4.3. se presenta la evolución delos rendimientos de la educación dentro de la distribución, para determinar los cambios en ladesigualdad entre grupos e intra grupos.

En la Figura 1 se presentan las funciones de densidad reales (en t1 y t2) y contrafactuales (ent2) para cada uno de los pares de años analizados. Las distribuciones kernel contrafactuales sehan obtenido según el procedimiento propuesto por DiNardo et al. (1996), es decir, ponderando ladistribución en t2 por el factor θ(x) (descrito en 3.1). En este sentido, la distribución contrafácticaen el año t2 ha de entenderse como aquella que se habría observado si se hubieran mantenidola composición laboral de t1, y los trabajadores hubieran sido remunerados de acuerdo con elesquema salarial de t2. Consecuentemente, con ella se puede hacer una doble comparación. Enprimer lugar, al comparar la distribución salarial real de t2 y la contrafáctica (en t2), se valorael impacto de los cambios en la composición entre t1 y t2. En segundo lugar, al comparar ladistribución contrafáctica y la distribución salarial que realmente se dio en t1, se valora el impactode la variación de la estructura retributiva entre t1 y t2.

A partir de la representación gráfica se observa que entre 1995 y 2002 la distribución salarialexperimentó cambios considerables en la composición y en la estructura retributiva. En efecto,la forma externa del contrafáctico en 2002 es muy diferente a las distribuciones reales de 1995y 2002. En los siguientes pares de años (2002 y 2006, por un lado, y 2006 y 2010 por otro) loscambios son menores. En todo caso, entre 2002 y 2006 el contrafáctico en t2 se aleja algo más de ladistribución en t1. Por tanto, si bien es cierto que en esos años se dieron cambios en la composiciónlaboral, puede decirse que los cambios en la distribución salarial del total de trabajadores se handebido en mayor medida a las modificaciones en los esquemas retributivos. Por último, entre 2006y 2010 parece más bien que el cambio en la distribución se ha producido como consecuencia demodificaciones en la composición de la fuerza de trabajo.

La representación visual se complementa con las medidas de dispersión que se han calculadoa partir de las funciones de densidad reales y contrafactuales (Anexo 6). Es decir, además de losvalores de las funciones reales en t1 y t2, se puede ver cuáles habrían sido los niveles de desigualdadde la distribución en t2 en caso de que la composición de la fuerza de trabajo hubiera sido la de t1.Por tanto, con estas medidas se puede comparar también, y de una manera más precisa, el papelque han desempeñado los cambios en la composición y en la estructura retributiva.

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Figura 1: Distribuciones salariales reales y contrafactuales. Todos los trabajadores.Procedimiento de DiNardo et al. (1996).

* Empresas de más de 50 empleados y todas las actividades, excepto sanitarias educativas o sociales. ** Todas lasactividades y tamaños de empresa

Los cambios debidos a la composición de la fuerza de trabajo se han calculado como la dife-rencia entre el valor del estadístico correspondiente a la distribución contrafáctica en t2 y el de ladistribución real en t2 (es decir, |t∗2 − t2|). Sin embargo, el cambio en la estructura retributiva secalcula como la diferencia entre ese valor en la distribución contrafáctica en t2 y el de la distribu-ción real en t1 (es decir, |t∗2− t1|). De esta forma, es inmediato constatar cuál de los dos factores hainfluido más en los cambios en la distribución. Se corrobora así lo que ya se intuía con la represen-tación gráfica: entre 1995 y 2002 los dos factores influyeron, si bien es cierto que los cambios en lacomposición tuvieron más impacto en la parte baja de la distribución, y los aspectos retributivosen la parte alta. Entre 2002 y 2006, es el efecto composición el que claramente explica la mayorparte de los cambios en la distribución salarial. Finalmente, entre 2006 y 2010 los efectos sobreel total de los trabajadores son ambiguos: el cambio en la composición tiene un importante papel(especialmente en la parte baja de la distribución) pero cuando se consideran todas las actividades

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y tamaños de empresa (incluidas las de menor tamaño y las actividades sanitarias, educativas ysociales), los cambios en la estructura retributiva aumenta su importancia.

En el Anexo 7 se presentan las mismas distribuciones salariales por pares de años, diferencian-do entre grupos de trabajadores según su cualificación. Además, se pueden analizar de manerapormenorizada las medidas de dispersión para universitarios y no universitarios en las columnasde la derecha del Anexo 6. Al diferenciar los dos grupos de trabajadores se mantienen en todoslos períodos los efectos descritos anteriormente sobre el total de trabajadores. Sin embargo, cabedestacar que entre 2006 y 2010 el principal cambio en la distribución salarial de los universitarios seexplica por modificaciones en los esquemas retributivos, especialmente cuando se consideran todoslos tamaños de empresa. De hecho, si bien en esos años el ratio p90/p10 aumentó para el total detrabajadores (es decir, se incrementó la desigualdad salarial), el mismo indicador se redujo paralos de mayor formación. En la siguiente sección se profundizará sobre esta cuestión, al estudiar laevolución de los rendimientos de la formación.

4.3. Rendimientos de la formación entre e intra grupos

Con la estimación econométrica de la ecuación salarial (sobre la media y sobre la mediana), secorroboran los efectos positivos que sobre el salario tienen la edad, la antigüedad en el puesto, eltamaño de la empresa, el nivel de descentralización de la negociación colectiva, así como el hechode ser hombre o universitario (Anexos 8 y 9). Es decir, controlando simultáneamente por el resto decaracterísticas, se confirma que los trabajadores de mayor edad o antigüedad, los hombres, aquellosde mayor cualificación, quienes trabajan en empresas de mayor tamaño o con un convenio colectivomás descentralizado son los que perciben remuneraciones salariales más elevadas. La antigüedad yla edad, no obstante, tienen efectos no lineales, como se comprueba a través de los signos de cadauna de estas variables y su término cuadrático: los salarios aumentan con la edad y la antigüedad,pero a partir de cierto punto se reducen10. Estos resultados son robustos: se mantienen en lastres especificaciones (con sólo características del trabajador, e incluyendo variables del puesto yde la empresa), con las diferentes mediciones salariales (salario hora, mensual o anual) y en todaslas muestras analizados (sólo empresas grandes y actividades de mercado entre 1995 y 2010, perotambién cuando se compara 2006 y 2010 con empresas de todos los tamaños y considerando todaslas actividades)11. Como puede comprobarse, los coeficientes de las estimaciones por MCO (sobreel valor medio) y las regresiones cuantílicas sobre la mediana arrojan valores muy similares, aunquelos segundos son más robustos porque no se ven afectados por valores atípicos (Cuadro 2).

10El punto de inflexión, que se calcula como −a/2b (siendo a el término de la edad o la antigëdad, y b su expresióncuadrática), se sitúa entre 43 y 63 años de edad, según la especificación).

11La variable relativa a la jornada laboral (parcial o a tiempo completo) y el origen nacional (español o extranjero)tienen diferentes signos según la definición salarial.

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Cuadro 2: Coeficientes de la variable universitario. Estimación de la media (por MCO)y la mediana (regresión cuantílica). Empresas de más de 50 trabajadores y actividadesde mercado (sin outliers).

1995 1995 2002 2002 2006 2006 2010 2010Espec.* Def. MCO RC MCO RC MCO RC MCO RC(1) Hora 0,53 0,57 0,47 0,51 0,42 0,44 0,51 0,51

Mes 0,51 0,54 0,48 0,50 0,44 0,44 0,58 0,57

Anual 0,44 0,52 0,41 0,51 0,47 0,51 0,61 0,59(2) Hora 0,23 0,24 0,15 0,16 0,18 0,17 0,21 0,19

Mes 0,23 0,23 0,15 0,15 0,16 0,16 0,19 0,18

Anual 0,23 0,24 0,12 0,18 0,17 0,19 0,21 0,21(3) Hora 0,20 0,21 0,13 0,13 0,15 0,14 0,18 0,16

Mes 0,20 0,21 0,00 0,13 0,14 0,14 0,16 0,15

Anual 0,2034 0,22 0,11 0,14 0,15 0,16 0,18 0,17

Todos los coeficientes son significativos para un nivel de confianza de 0,99.*Especificaciones: (1) Características de los trabajadores. incluye sexo, nacionalidad, edad y formación. (2)Características de los trabajadores y los puestos. Se añade a (1) ocupación, antigüedad en la empresa, tipode jornada y tipo de contrato. (3) Características de los trabajadores, los puestos y las empresas. Seañade a (2) sector de actividad, tamaño de la empresa, titularidad, mercado al que se destina la producción y tipode negociación colectiva (Anexos 8 y 9).

Los rendimientos de la formación tienen una evolución contracíclica: aunque los coeficientesde la formación superior son siempre positivos (es decir, controlando por otras características lostrabajadores más formados perciben salarios más altos), los datos reflejan de manera consistenteuna tendencia descendente en los rendimientos de la formación entre 1995 y 2006, que se ha rever-tido en 2010. Esta tendencia se mantiene en las tres especificaciones, con las diferentes medicionessalariales (salario hora, mensual o anual) y en todas las muestras analizados (Cuadro 2 y Cuadro3). Al igual que sucede en otros estudios (Felgueroso et al., 2010), cuando se incluye en la segunday tercera especificación las características del puesto y de las empresas entre los regresores, cae elcoeficiente asociado a la formación de los trabajadores. En todo caso, se constata que gran parte dela desigualdad salarial se explica por las características de los puestos (Simón 2007, 2009; Casadoy Simón, 2004; García-Serrano 2013). En efecto, la bondad del ajuste mejora considerablemente alincluir en la ecuación salarial las características del puesto y de la empresa (Modelos 2 y 3 respectoa Modelo 1 en el Anexo 8 y el Anexo 9).

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Cuadro 3: Coeficientes de la variable universitario. Estimación de la media (por MCO)y la mediana (regresión cuantílica). Muestra de empresas de más de todos los tamañosy actividades (sin outliers)

2006 2006 2010 2010Especificación* Definición MCO (Media) RC (q50) MCO (Media) RC (q50)(1) Hora 0,4703 0,5240 0,5188 0,5347

Mes 0,4216 0,4671 0,5260 0,5323

Anual 0,4201 0,5011 0,5568 0,5648(2) Hora 0,1745 0,1692 0,2604 0,2537

Mes 0,1563 0,1545 0,2210 0,2198

Anual 0,1656 0,1843 0,2356 0,2373(3) Hora 0,1488 0,1386 0,1697 0,1565

Mes 0,1368 0,1342 0,1558 0,1514

Anual 0,1514 0,1581 0,1687 0,1649

*Especificaciones: (1) Características de los trabajadores. incluye sexo, nacionalidad, edad y formación. (2)Características de los trabajadores y los puestos. Se añade a (1) ocupación, antigüedad en la empresa, tipode jornada y tipo de contrato. (3) Características de los trabajadores, los puestos y las empresas. Seañade a (2) sector de actividad, tamaño de la empresa, titularidad, mercado al que se destina la producción y tipode negociación colectiva (Anexos 8 y 9).

Hasta ahora, la evolución de los coeficientes de la ecuación salarial ha permitido analizar lasdiferencias entre grupos, y se ha constatado una contracíclica evolución de los rendimientos delaformación. El análisis de los coeficientes de las regresiones cuantílicas permitirán ver, además, laheterogeneidad intra-grupo (Anexo 10). En lo que se refiere a la formación superior, se compruebaque los rendimientos, si bien son positivos en todos los cuantiles, son en general mayores en loscuantiles superiores (Figura 2).

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Figura 2: Evolución de los rendimientos de la formación superior a lo largo de la dis-tribución salarial.

* Empresas de más de 50 trabajadores. Sin actividades sanitarias, educativas o sociales (Anexo 10). ** Todas lasactividades y tamaños de empresa (Anexo 10).

Los cambios en los rendimientos de la formación no han sido homogéneos dentro de la distri-bución salarial. Entre 1995 y 2002 la caída de los rendimientos se repartió por toda la distribuciónsalarial. Entre 2002 y 2006, por el contrario, las reducciones de los rendimientos del capital humanose concentraron en la parte baja de la distribución. Al comparar las dos últimas filas de la Cuadro4, ambas referidas al cambio entre 2006 y 2010, se registran aumentos en toda la distribución, ex-cepto en algunos de los cuantiles superiores. Sin embargo, dichos incrementos fueron algo menoresen el segundo caso, es decir, si se consideran todos los tamaños de empresa (también las pequeñas)y todas las actividades (también las de educación, sanidad y servicios sociales). Esta constataciónda idea de que los aumentos salariales asociados al capital humano de los trabajadores entre 2006y 2010 se concentraron en empresas de mayor tamaño.

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Cuadro 4: Cambios en los rendimientos de la formación superior a lo largo de la distri-bución salarial.

MCO q1 q2 q3 q4 q5 q6 q7 q8 q91995-02* -0,10 -0,07 -0,08 -0,07 -0,07 -0,07 -0,08 -0,08 -0,13 -0,182002-06* 0,04 0,01 0,01 0,01 0,01 0,01 0,03 0,05 0,10 0,12006-10* 0,03 0,01 0,01 0,02 0,02 0,01 0,00 -0,00 -0,01 0,032006-10** 0,02 -0,00 0,01 0,01 0,02 0,01 -0,00 -0,02 -0,02 0,01

* Empresas de más de 50 trabajadores. Sin actividades sanitarias, educativas o sociales (Anexo 10).** Todos los tamaños de empresa. Todas las actividades (Anexo 10).

Finalmente, mención especial merece la desigualdad residual. En este sentido, aunque la bondaddel ajuste en todos los modelos es bastante buena, en 2002 y 2006 se observa un descenso en elvalor del R2 en la estimación por MCO (Anexo 8). Este hecho pone de manifiesto un aumentode la desigualdad residual en esos años, es decir, que el modelo pierde capacidad para explicarla varianza en los salarios a partir de las características personales y de los puestos. Además,también se registra mayor heterogeneidad inobservada (menor R2) cuando el salario se mide entérminos anuales que cuando se hace mensualmente o como salario hora. Por tanto, en momentosde expansión del empleo, las diferencias salariales se explican en mayor medida por variables noobservadas.

5. Discusión

Durante las últimas décadas, la hipótesis del SBTC ha dado cuenta de gran parte del aumentoen la desigualdad salarial en Estados Unidos. Es decir, los aumentos de la desigualdad se hanexplicado por las mayores remuneraciones percibidas por los trabajadores altamente cualificados.Sin embargo, en Europa el cambio tecnológico ha estado menos sesgado hacia la cualificación,y la “carrera” entre la educación y la tecnología ha sido menos manifiesta. En este contexto, elcaso español resulta especialmente interesante por su excepcionalidad: aunque han aumentadoligeramente en los años recesivos, los rendimientos salariales y la desigualdad salarial siguieron unatendencia descendente. En todo caso, el modelo canónico se plantea para el caso español como unmarco de referencia adecuado para comprender el equilibrio dinámico que se da entre la ofertay la demanda de cualificaciones. Permite dar cuenta del atractivo de la educación superior paralos individuos, dado que en promedio los salarios de los más cualificados son superiores. Además,permite entender el desajuste educativo en el mercado de trabajo: la oferta de cualificaciones haido por delante de la demanda, induciendo la caída en los rendimientos de la formación superior.

Para analizar la posible particularidad española, en el análisis empírico se han utilizado las olasde 1995, 2002, 2006 y 2010 de la Encuesta de Estructura Salarial. En primer lugar, se han estudiado

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los cambios en la distribución salarial con distintos indicadores y definiciones salariales, y se haconfirmado el patrón contracíclico de la desigualdad. Al interior de la distribución, el aumentoen la dispersión entre 1995 y 2002 se debió principalmente a incrementos de la desigualdad en laparte alta. En la reducción 2002 y 2006 no hay un patrón claro, pero entre 2006 y 2010, se da unareducción de la desigualdad en la parte alta y un crecimiento en la dispersión de la parte baja.Estos resultados son robustos: su consistencia se ha comprobado con diferentes medidas salariales(salario hora, mes y año), así como con distintas composiciones de la muestra (según tamaño delas empresas y actividades consideradas). Seguidamente se han descrito los principales cambiosen la composición laboral y en los salarios que acompañan a esos cambios en la dispersión. Todoparece indicar que tanto los cambios en la composición como los cambios en las remuneracioneshan desempeñado un importante papel en los cambios de la distribución.

En segundo lugar, para discernir con mayor precisión qué factor tiene más peso en la explicaciónde los cambios en la distribución (composición o rendimientos) se ha desarrollado un procedimientode descomposición, analizando de manera específica el papel de los cambios en la composición yretribución de los trabajadores según su cualificación. Con la descomposición se ha podido com-probar, a partir de las densidades kernel de las distribuciones contrafácticas y reales, así como conlos valores numéricos, la importancia de ambos factores: entre 1995 y 2002 la composición jugó unimportante papel en los cambios en la desigualdad en la parte baja, mientras que las modificacionesen los esquemas retributivos afectaron especialmente a la parte alta. Entre 2002 y 2006 el cambiose debió casi exclusivamente a modificaciones en la estructura retributiva, y más recientemente,entre 2006 y 2010 de nuevo ambos factores tuvieron incidencia. Los cambios en la composiciónexplicaron el crecimiento de la dispersión en la parte baja (especialmente cuando se analizan em-presas de mayor tamaño), a la vez que modificaciones en la estructura retributiva dieron cuenta delos cambios en la desigualdad, especialmente entre universitarios y al considerar todos los tamañosde empresas y actividades productivas.

Finalmente, al estimar ecuaciones salariales con MCO y regresiones cuantílicas se han explicadolos cambios en las remuneraciones entre grupos de trabajadores según cualificación, así como laheterogeneidad intra-grupo dentro de los trabajadores cualificados a lo largo de la distribución yla desigualdad residual incorporada al término de error. En lo que se refiere a las remuneracio-nes entre grupos, los rendimientos de la educación y las diferencias salariales entre trabajadoressegún cualificación han seguido también un patrón contracíclico. Al interior de la distribución, laheterogeneidad intra-grupo creció (especialmente en 2002 y 2006) y los rendimientos educativosaumentan con los niveles salariales. El descenso de la rentabilidad entre 1995 y 2002 se repartió portoda la distribución, salvo en la parte baja, donde paradójicamente aumentó ligeramente. Entre2002 y 2006, por el contrario, las reducciones de los rendimientos del capital humano se concentra-ron especialmente en la parte baja de la distribución. Finalmente, entre 2006 y 2010 incrementos serepartieron por toda la distribución, aunque se concentraron especialmente en empresas de mayortamaño.

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En definitiva, la desigualdad salarial y los rendimientos de la educación, que en España se es-taban reduciendo durante los años de crecimiento, han vuelto a aumentar durante la crisis. Losrendimientos de la educación superior se han desplazado en paralelo a los cambios en la desigual-dad, pero no puede concluirse que en España el nivel formativo sea el mayor determinante de lossalarios. La demanda de cualificaciones en el mercado de trabajo ha sido mucho menor que laoferta durante todo el período, como reflejo del desajuste educativo. Además, en la determinaciónsalarial tienen una importancia crucial los puestos de trabajo, más incluso que las característicasde los trabajadores. A ello se suma el alto nivel de desigualdad residual, que no puede explicarsepor las propias características de puestos y trabajadores. Consecuentemente, otros elementos deanálisis, como las instituciones laborales -especialmente la negociación colectiva- o la heterogenei-dad inobservada entre individuos, se tornan especialmente relevantes para explicar los mecanismosde determinación salarial en España y sus niveles de dispersión.

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