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Fundación de Estudios de Economía Aplicada (FEDEA)
La economía española presenta una tasa de paro elevada y persistente75. La fuerte recuperación del empleo ocurrida en el período 1986-90 se detuvo en este último año, a partir del cual volvió a aumentar la tasa de paro, que se sitúa en la actualidad en torno al 22%. Una explicación de este comportamiento podría ser una determinación de salarios inadecuada. Por ello este trabajo se propone investigar los factores explicativos de la formación de salarios en nuestro país distinguiendo entre sectores.
Los salarios en España se determinan fundamentalmente mediante la negociación colectiva entre representantes de trabajadores y empresarios, siendo las previsiones de inflación la causa principal de los aumentos salariales pactados en los convenios de duración anual y jugando un papel muy reducido otros factores -como las cláusulas de productividad-76. Además, a nivel de empresa los propios trabajadores empleados eligen a sus representantes, por lo que cabe esperar —130→ que éstos trasladen los intereses de aquéllos a las negociaciones de salarios.
Acorde con este marco institucional, nuestra representación del mercado de trabajo va a ser la de un mercado no competitivo donde trabajadores empleados (insiders) y empresarios negocian los salarios, viéndose afectada esta negociación por el comportamiento de los trabajadores no empleados (outsiders). Los salarios resultantes de la misma van a depender de dos tipos de factores: por un lado, de los factores internos -o específicos de la empresa o industria- y, por otro, de los factores externos -es decir, de la situación general del mercado de trabajo-.
Al efecto de los factores internos -en concreto, de las variaciones de productividad específicas de la empresa- sobre los salarios (en términos porcentuales) se le conoce como poder de los insiders. Esta magnitud es muy útil para interpretar la NAIRU (tasa de paro compatible con una inflación que no se acelera) y para diseñar políticas microeconómicas adecuadas para reducirla, lo cual resulta particularmente relevante en la economía española dado el alto valor que alcanza dicha variable.
El poder de los insiders no se puede estimar con datos agregados (véase Andrés y García (1991a)). Por ello, los estudios recientes que evalúan el grado de indiciación de los salarios a la productividad se han realizado a nivel desagregado. Andrés y García (1991b), con datos de sectores industriales, proporcionan una estimación del poder insider para el conjunto de la economía española. Dolado y Bentolila (1992) llegan a un resultado similar con una muestra de grandes empresas industriales. Ambos ponen de manifiesto una escasa respuesta de los salarios a los factores específicos de la industria o empresa, nunca superior al 15%, y, por el contrario, una elevada sensibilidad de los mismos a la situación general del mercado de trabajo -y especialmente a consideraciones de salario relativo-.
Asimismo, Dolado y Bentolila (1992) obtienen estimaciones por sectores del poder insider y encuentran un cierto grado de heterogeneidad en el mismo. No obstante, no permiten diferencias sectoriales en todos los factores internos -ni tampoco en los externos- que influyen en la determinación de salarios. El presente trabajo aborda dicha cuestión, al tiempo que analiza, a partir de estimaciones alternativas del poder insider por sectores, las posibles implicaciones de su heterogeneidad para el empleo agregado.
La literatura existente -a excepción de Nickell y Kong (1988) y Dolado y Bentolila (1992)- comparte implícitamente el supuesto de que el poder de los insiders es el mismo en todos los sectores. Esto significa, en —131→ principio, que las empresas deben renunciar a ajustar sus salarios a sus condiciones económicas particulares y no es posible minimizar las pérdidas de empleo en aquellos sectores donde el crecimiento de la productividad del trabajo es menor que la media. Ello sugiere que, mientras en estos sectores («retardatarios») se destruiría empleo, en aquellos con una productividad superior a la media («dinámicos») se crearía, produciéndose entonces una reasignación del empleo de las industrias menos productivas a las más productivas77.
Sin embargo, el Gráfico 1, que relaciona las variaciones de productividad y empleo de veinte sectores78 en el período 1986-88 no se corresponde en absoluto con el esquema de comportamiento antes señalado79. Por el contrario, parece existir una relación negativa entre ambas magnitudes, de forma que cuanto mayor es la ganancia de productividad experimentada en un sector mayor es la destrucción de empleo que en el mismo tiene lugar (y viceversa) (Véase el Gráfico 1). Una interpretación de esta distribución del crecimiento del empleo podría ser la existencia de diferencias sectoriales importantes en el proceso de determinación salarial en la economía española, cuestión que no ha sido apenas abordada en la literatura y en la que se pretende incidir en este estudio80.
El objetivo de este trabajo, propuesto en Andrés y García (1991b), es medir el poder de los insiders por sectores. Con datos de la Central de Balances del Banco de España de 2183 empresas industriales y de servicios agrupadas en veintiún sectores se estiman ecuaciones de salarios para el período 1984-89. La conclusión es que el grado de indiciación salarial a las variaciones de productividad de la empresa presenta diferencias sectoriales muy significativas, tomando un rango amplio de valores entre cero y la unidad.
El resto del trabajo se estructura de la siguiente manera. En la sección segunda se presenta el modelo teórico y se desarrollan las implicaciones para el empleo de distribuciones sectoriales alternativas del poder insider. En la tercera sección se describen la base de datos utilizada y el procedimiento de estimación y se recogen los resultados econométricos. La sección cuarta contiene las conclusiones y posibles extensiones de este estudio.
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Gráfico 1. Relación empleo-productividad por sectores (1986-88)*
* Empleo medido en número de ocupados y productividad media en valor añadido bruto por ocupado.
Fuentes: Boletín de Estadísticas Laborales, Contabilidad Nacional de España y elaboración propia.
Para fundamentar microeconómicamente el proceso de determinación de salarios y pasar revista a sus implicaciones macroeconómicas se ha elegido un modelo de insiders-outsiders de oferta de trabajo, que proporciona una justificación al funcionamiento no competitivo de ese mercado81.
Los modelos de insiders-outsiders formalizan una interpretación del desempleo de gran actualidad en la segunda mitad de los años ochenta (Andrés (1991)). No todos los trabajadores son igualmente elegibles para un puesto de trabajo; en particular, el trabajador empleado (insider) tiene más probabilidades de mantener su empleo que otro proviniente del exterior (outsider) de ocuparlo. Ello se debe a los costes fijos asociados a la contratación, formación y despido, que confieren a los trabajadores empleados poder en la negociación de sus salarios.
—133→Dicha negociación se produce, en general, entre la empresa y sus insiders, quedando al margen los intereses de los outsiders. Los primeros tienen como objetivo prioritario el mantenimiento de sus puestos de trabajo y, como consecuencia, el salario negociado será el máximo posible que asegure dicho nivel de empleo.
Este mecanismo de determinación de salarios implica un funcionamiento no competitivo del mercado de trabajo. En concreto, cuando en la empresa tiene lugar un incremento en el precio del producto, en la demanda del mismo o en la productividad del trabajo -es decir, cuando hay ganancias de productividad nominal-, los salarios aumentan más de lo que lo harían en condiciones de competencia perfecta y, por tanto, se reduce -o incluso anula- el incentivo de la empresa a aumentar la producción y el empleo. El grado en que los salarios se indician para absorber tales ganancias de productividad proporciona una medida del poder de los insiders.
Para describir este funcionamiento del mercado se propone, siguiendo a Layard, Nickell y Jackman (1991), un modelo de negociación a la right to manage82. En dicho modelo, al principio del período sindicato -representando a los insiders- y empresa negocian el salario existiendo incertidumbre sobre el precio del producto, pero considerando el efecto esperado de su decisión sobre precios, producción y empleo. Una vez se ha revelado dicho precio, la empresa decide las variables anteriores unilateralmente, tomando el salario como dado.
En condiciones no competitivas la empresa i elige el nivel de empleo (N) que maximiza el beneficio (P):
Pi = Pi Yi — Wi Ni
(1)
donde W es el salario, Y el nivel de producción y P el precio del producto.
Por su parte, el sindicato desea maximizar la utilidad de los trabajadores empleados (insiders), tomando como dadas las variables agregadas (paro y salario agregado). Suponiendo que los despidos se distribuyen aleatoriamente y que existe neutralidad al riesgo, la función objetivo del sindicato en la negociación con la empresa i es la renta esperada (V) del miembro representativo,
Vi = Si Wi + (1—Si)Wa
(2)
—134→donde S es la probabilidad de estar empleado en el período siguiente y Wa es la renta esperada de un trabajador que pierda su puesto en la empresa. S depende negativamente del salario negociado y del número de insiders y positivamente del empleo esperado. Por otra parte, la renta «alternativa» esperada es una media del subsidio de paro y del salario que podría obtenerse en el mercado de trabajo, ponderados por la probabilidad de estar parado.
El salario se determina en el seno de un modelo de negociación sobre rentas83, según el cual el objetivo a maximizar viene dado por
(3)
donde b representa el poder de negociación relativo del sindicato y Pe el beneficio esperado.
Esta función objetivo representa la negociación entre sindicato y empresa por el reparto de los ingresos que se originan en la producción, siendo dicho reparto más favorable al primero cuanto mayor sea b. En caso de ruptura de las negociaciones, la producción estaría interrumpida y tanto sindicato como empresa perderían -salarios y beneficios, respectivamente-. Por ello, la función W compara la utilidad que ambos agentes podrían lograr con la negociación (P = Pe y V = W, respectivamente) con la correspondiente a la situación de ausencia de acuerdo (P = 0 y V=Wa, respectivamente).
Resolviendo el problema de optimización se obtiene una expresión del margen del salario negociado respecto a la renta alternativa. Aproximando ésta de forma logarítmico-lineal y suponiendo que los insiders son los empleados del período anterior, se llega a la siguiente ecuación de salarios84:
(4)
donde 0 ≤ m ≤ 1
La ecuación (4) es la base para el análisis empírico y presenta el salario negociado como una combinación lineal de dos tipos de factores:
—135→
a) los factores internos o específicos de la empresa (factores insider), que se refieren principalmente a su capacidad de pago -dada por su productividad 
; y
por el grado de competitividad en el mercado del producto (k)- pero también al poder del sindicato -que se refleja en su tamaño Dne
y su fuerza negociadora b-85;
b) los factores externos o que reflejan las condiciones generales del mercado de trabajo (factores outsider),
que comprenden el salario agregado (
), la tasa de paro (u) y otros determinantes exógenos de
los salarios -tales como la tasa de reemplazamiento (b)86- y, en consecuencia, que influyen sobre la capacidad de la empresa para contratar, retener y motivar a su personal.
El parámetro m -nuestro parámetro de interés- representa el grado de indiciación salarial a las variaciones de productividad en la empresa. m es una función del poder de negociación del sindicato, del grado de competitividad en el mercado del producto y de la intensidad del factor trabajo en la producción e indica la respuesta de los salarios a la evolución presente o prevista del nivel de actividad de la empresa. De no existir ajuste por esa vía, las variaciones de productividad se traducirán en cambios consiguientes en el nivel de empleo y, por ello, el poder de los insiders -o peso de los factores específicos de la empresa- en la determinación de salarios es crucial para el funcionamiento del mercado de trabajo.
Por último, al incluir la ecuación (4) el salario agregado podrá existir un efecto salario relativo que, como se verá más adelante, puede tener importantes implicaciones para el empleo agregado. Siempre que m sea distinto de la unidad -es decir, que tanto los factores internos como los externos intervengan en la determinación de salarios-, existirá una relación entre el salario que paga la empresa y aquel que se puede encontrar en el mercado.
Así pues, de este modelo se deriva que los salarios responden tanto a la situación económica específica de la empresa como a las condiciones generales del mercado de trabajo, resultado que ya es por sí mismo bastante sugerente y que ha recibido un apoyo decidido en la literatura empírica. Pero del mismo también surgen extensiones por las que el poder de los insiders puede tener importantes implicaciones para el comportamiento macroeconómico y que enlazan, por tanto, con la motivación de este trabajo.
—136→La literatura disponible sobre modelos de insiders-outsiders comparte implícitamente el supuesto de que todos los sectores de la economía presentan las mismas características estructurales y, por tanto, responden a idénticos parámetros de comportamiento. Entre estos se encuentra el peso de los insiders y ello supone que, sea cual sea el valor de m, la distribución sectorial de las variaciones en la productividad no puede provocar cambios muy importantes en el (nivel del) empleo agregado (aunque sí en su composición).
Se puede ver intuitivamente que el resultado anterior se debe a un comportamiento simétrico entre sectores. Por un lado, los retardatarios (con productividad baja en términos relativos) experimentan -por el efecto salario relativo- una presión adicional sobre sus costes laborales unitarios, que provoca una disminución en su nivel de empleo. Paralelamente, los dinámicos (con elevada productividad respecto a los anteriores) disfrutan de una ventaja comparativa y en ellos se produce un incremento del empleo que contrarresta la pérdida de puestos de trabajo en los otros sectores, de forma que no hay un efecto significativo a nivel agregado (véase el Gráfico 2)87.
Gráfico 2. Variaciones de productividad y empleo con homogeneidad sectorial en el poder insider*
* W representa el salario, N el nivel de empleo, Nd la demanda de trabajo y Ns la oferta de trabajo.
—137→De forma equivalente se pueden relacionar en un solo gráfico las variaciones de productividad y empleo en caso de existir dispersión sectorial de estas magnitudes. Bajo el supuesto de que el poder de los insiders sea igual para todos los sectores, obtendríamos, ceteris paribus, una línea con pendiente positiva, viniendo determinada su posición por el valor de m (desplazándose hacia la izquierda cuanto mayor sea).
Sin embargo, parece razonable pensar que las características estructurales de los sectores -entre las que se encuentran el poder negociador del sindicato, el grado de competitividad en el mercado del producto y la intensidad del factor trabajo en la producción- puedan ser distintas y generar una dispersión en el parámetro m y, en este caso, el empleo agregado sí se vería afectado por los diferenciales de productividad. Ello significa que cuando el poder de los insiders no es homogéneo entre sectores, las variaciones de la productividad influyen en el empleo total de distinta forma según las características del sector en que tienen lugar, por lo que ya no se mantiene el resultado de invariabilidad en el nivel del empleo agregado. En concreto, el empleo agregado se reduce cuando tiene lugar un incremento relativo en la productividad de un sector con un valor elevado de m y, por el contrario, aumenta cuando se produce en un sector con un bajo grado de indiciación salarial a las variaciones específicas de productividad88.
Se puede ver claramente en un caso extremo y simplificado de dos sectores. Supongamos que m1 = 0 y m2 = 1 (caso 1) y que el aumento de productividad se produce exclusivamente en el sector 2. Según esto, en el sector 2 no variará el empleo -al haber un desplazamiento de demanda a la derecha y uno equivalente de oferta hacia arriba-, pero sí tendrá lugar un aumento de los salarios en la proporción del crecimiento de A2. Ese aumento salarial, como consecuencia del efecto salario relativo, constituye un shock de oferta negativo para el sector 1, que reducirá su empleo y con ello el empleo total (véase el Gráfico 3).
Si, de acuerdo con el efecto salario relativo, las industrias con baja productividad se ven influidas principalmente por salarios alternativos mientras que las ganancias de productividad en las industrias más dinámicas se trasladan totalmente a los salarios, el proceso de reasignación —138→ del empleo se puede ver interrumpido, ya que la pérdida de puestos de trabajo en las industrias menos productivas no se correspondería con los nuevos empleos en las más productivas. Es decir, la existencia de una correlación positiva entre poder insider y variación de productividad por sectores constituiría una distorsión en el mecanismo de formación de rentas de consecuencias negativas para el crecimiento del empleo.
Gráfico 3. Variaciones de productividad y empleo con heterogeneidad sectorial en el poder insider. Caso 1
Paralelamente cabe plantearse el caso en que ml = 1 y m2 = 0 (caso 2) y únicamente se produce un aumento de productividad en el sector 2. En esta situación los salarios del sector 2 aumentarán y tendrá lugar un incremento del empleo en el mismo -al haber un desplazamiento de demanda a la derecha-. Por su parte, el sector 1 no experimentará ningún cambio ya que responde en exclusiva a variaciones de productividad específicas del mismo, teniendo lugar, por tanto, un aumento del empleo agregado (véase el Gráfico 4).
Esto sugiere, pues, que una correlación negativa entre variación de productividad y poder insider por sectores es favorable para el empleo. Como en los dinámicos los salarios no se ven modificados, las ganancias de productividad sólo se traducen en incrementos del empleo y, —139→ por tanto, no suponen para los retardatarios una presión adicional sobre sus costes laborales -que, dado su estancamiento en términos de productividad, sólo conduciría a una destrucción de empleo en estos últimos, anulando los efectos positivos de los primeros sobre el agregado-.
Gráfico 4. Variaciones de productividad y empleo con heterogeneidad sectorial en el poder insider. Caso 2
No obstante, es una cuestión empírica determinar si existen diferencias entre mi por sectores, de qué dependen éstas y si presentan alguna pauta de correlación con la distribución sectorial de las variaciones en la productividad. Así pues, se hace necesario estimar el poder insider por sectores, cuestión que se aborda en el siguiente epígrafe.
Los datos utilizados pertenecen a la base que recopila la Central de Balances del Banco de España a partir de las cuentas públicas y alguna —140→ otra información complementaria de un conjunto de empresas no financieras tanto públicas como privadas89. Inicialmente consistían en información relativa a 3016 empresas en el período 1984-1989 que, una vez aplicados los filtros necesarios, quedaron reducidas a 2183. Los detalles del proceso de selección así como la definición precisa de las variables empleadas se encuentran en el Apéndice 3.
Buscando el mayor nivel de desagregación posible, la muestra se dividió en veintiún sectores, definidos según la Clasificación Nacional de Actividades Económicas (CNAE) y teniendo en cuenta su correspondencia con las actividades económicas tratadas por la Central de Balances (véase el Apéndice 3). Los sectores 9 y 15 han quedado fuera de la estimación por no tener un número suficiente de observaciones y no considerarse adecuado unirlos a ningún otro sector. Por la misma razón los sectores 1 y 2 se han integrado en uno solo bajo el epígrafe de Energía y Agua.
En el Cuadro A3.1. se recogen algunos estadísticos descriptivos de los sectores y también de las variables agregadas (véase el Apéndice 3).
El modelo empírico adecuado para la estimación del modelo teórico es el siguiente:
(5)
donde w representa el coste laboral medio por empleado (p+y+n), la productividad observada del trabajo, et el ratio de personal temporal, l el beneficio por empleado, 
el salario agregado, u la tasa de paro y b la tasa de reemplazamiento90. vit es el término de error, normal e idénticamente distribuido (0, 
).
Las variables et y l aparecen en la ecuación a estimar por considerarse el poder de negociación relativo del sindicato una función de dichas variables (véase Dolado y Bentolila (1992)).
Al disponer de un panel de datos se puede controlar el efecto específico de cada empresa (si) -atribuible a elementos tales como tecnología de producción, cualificación del personal, etc.- y, en particular, su posible correlación con algunos regresores -que conllevaría la inconsistencia de las estimaciones, aun cuando el modelo no fuera dinámico-. Además, la inclusión del coste laboral medio por empleado retardado un período permite al modelo recoger la inercia presente en la formación de salarios, debida a la existencia de contratos a largo plazo y a la consideración de que el nivel de utilidad del sindicato puede depender tanto de cambios en el salario como del nivel absoluto del mismo.
Se trata, por tanto, de un modelo autorregresivo con efectos individuales, donde el procedimiento más adecuado de estimación consiste en tomar primeras diferencias y aplicar el método generalizado de momentos (MGM)91.
Suponiendo que los errores del modelo en niveles son ruido blanco debería esperarse que los de la regresión en diferencias presentaran una estructura de media móvil de primer orden, MA(1). Esto se contrasta por medio de los estadísticos m1 y m2 de autocorrelación serial de primero y segundo orden, respectivamente.
El conjunto de instrumentos consiste en retardos de las siguientes variables: coste laboral por empleado, productividad, total de empleados, ventas por empleado, beneficio por empleado y número de temporales -como tal y también homogeneizados-92. Para contrastar la validez de tales instrumentos se emplea el test de Sargan. Asimismo aparece un test de Wald de significación conjunta de cada regresión93.
En primer lugar se ha estimado el modelo emp írico general (ecuación 5) para cada uno de los sectores. A continuación se ha intentado —142→ mejorar la especificación en cada caso particular, eliminando de la ecuación general aquellas variables que demuestren no ser relevantes para la determinación de salarios en ese sector. Al poder prescindir de ellas sin que los valores obtenidos para el resto de los parámetros se vean sustancialmente alterados se obtiene una estimación más precisa de los mismos y, entre ellos, del parámetro clave de este trabajo: el grado de indiciación salarial a las variaciones de productividad específicas de la empresa (m), o poder de los insiders.
Los resultados obtenidos se recogen en los Cuadros A4.1. y A4.2., respectivamente (véase el Apéndice 4)94. Las ecuaciones de salarios estimadas pasan los tests de especificación en todos los sectores95 y, por tanto, se puede afirmar que el modelo de insiders-outsiders es adecuado para representar la determinación salarial en la economía española a nivel de empresa.
Los resultados anteriores se obtienen una vez impuesta la restricción de homogeneidad nominal a largo plazo en los factores internos y externos que se deriva del modelo. Previamente se comprobó que esta restricción se satisfacía (véase el Cuadro A4.3. en el Apéndice 4) y se impuso con el objetivo de mejorar la eficiencia de las estimaciones.
Para el conjunto de la muestra el poder de los insiders se ha estimado en 0,22. Dicho valor es superior a los obtenidos para la economía española por Andrés y García (1991b) y Dolado y Bentolila (1992), ambos en torno a 0,11. Los primeros utilizan datos de la Encuesta Industrial de 89 sectores industriales y los segundos datos de 1167 empresas industriales no energéticas de la Central de Balances del Banco de España. La ausencia del sector servicios en ambas muestras podría ser relevante a la hora de explicar la relativa discrepancia con el presente trabajo.
Las estimaciones obtenidas en los trabajos antes mencionados están en línea con las ofrecidas por Nickell y Wadhwani (1990) en su trabajo pionero para el Reino Unido (0,08-0,15) y Holmlund y Zetterberg (1989) para Alemania (0,10). En cualquier caso, la estimación de m obtenida en este trabajo está entre las estimaciones pertenecientes a países donde la negociación es muy descentralizada (0,30) para Estados Unidos, según Holmlund y Zetterberg (1989), y 0,33 para Japón, según Brunello y —143→ Wadhwani (1989)) o bien prácticamente centralizada (casi cero para los países nórdicos, de acuerdo con Holmlund y Zetterberg (1989)).
No obstante, nuestra estimación del poder insider agregado esconde comportamientos muy distintos entre sectores, como puede observarse en el Cuadro 1. Mientras que en las industrias energética (sector 1-2), de extracción y transformación de minerales y material de construcción (sector 3) o alimentaria (sector 10) los salarios no responden a los factores específicos de la empresa, en la fabricación de productos metálicos (sector 5) o la industria química (sector 4) existe un elevado grado de indiciación salarial a las ganancias de productividad de la empresa. (Véase el Cuadro 1 en pág. siguiente)
Entre ambos comportamientos las estimaciones sectoriales proporcionan un rango amplio de valores para m, que se mantienen muy estables al pasar de la ecuación general a la mejor especificación para cada sector. En los transportes (sectores 19 y 20), la construcción (sector 16), las industrias de transformación del caucho y materias plásticas (sector 14) y las de construcción de maquinaria y equipo mecánico (sector 6) los salarios presentan una sensibilidad relativamente elevada a los factores internos de la empresa.
Por otro lado, existe un grupo amplio de industrias y servicios en que los salarios responden en mayor medida a las condiciones generales del mercado de trabajo, aunque no de forma tan acusada como ponían de manifiesto los estudios realizados para el conjunto de la economía. Este grupo comprende la industria del automóvil (sector 8), otras industrias transformadoras de los metales (sector 7), diversas industrias ligeras como la textil (sector 11), la de madera, corcho y muebles (sector 12) y la papelera (sector 13), el comercio (sector 17) y los otros servicios (sector 21).
Dolado y Bentolila (1992) analizan el grado de heterogeneidad especificando un modelo con interacciones entre las principales variables representativas de factores internos y dummies sectoriales. Estos autores encuentran cierto grado de variación sistemática en sus 13 sectores industriales, con un rango de valores para m entre 0,007 (Extracción de minerales) y 0,24 (Químicas) y sus resultados muestran un importante paralelismo con los de este trabajo. A excepción de la fabricación de productos metálicos -excepto máquinas y material de transporte- (sector 5) y las industrias de transformación del caucho y materias plásticas (sector 14), se obtienen valores para m muy similares en sectores definidos de forma equivalente y además se identifican los —144→
Cuadro 1. Elasticidades de largo plazo de los salarios a los regresores del modelo
(1) Se calculan a partir de la mejor especificación para cada sector.
(2) El poder de los insiders (m) se define como la elasticidad de largo plazo de los salarios a la productividad ((p + y — n)i).
Nota: Los números entre paréntesis que acompañan a los coeficientes estimados indican los ratios-t correspondientes.
Fuente: Elaboración propia.
mismos sectores con menor poder insider (sectores 3 y 10: Extracción y transformación de minerales y material de construcción y Alimentarias, respectivamente), así como alguno de los sectores líderes en la fijación de salarios (sector 4: Químicas).
Por su parte, Nickell y Kong (1988) encuentran diferencias sectoriales sistemáticas en el poder insider utilizando datos de 14 industrias del Reino Unido. Asimismo, concluyen que los factores internos ejercen mayor influencia sobre los salarios en aquellos sectores donde los sindicatos son más fuertes (químicas, automóviles, industrias del papel frente a textiles y confección o construcción).
Utilizando un contraste de igualdad de medias se ha obtenido un valor del estadístico F = 437094, que permite rechazar ampliamente la hipótesis nula de igualdad entre los mi, estimados ( F17,6262 = 2,114). Así pues, cabe cuestionar el supuesto implícito en la práctica totalidad de estudios existentes sobre el tema y confirmar la heterogeneidad que apuntaban Dolado y Bentolila (1992) en el caso español. Este resultado corrobora lo que ya sugería el Gráfico 1: la existencia de diferencias sectoriales muy significativas en el proceso de determinación salarial -en particular, en el poder insider- en la economía española. A continuación comentaremos estas diferencias (véase el Cuadro 1, donde se recogen las elasticidades de largo plazo de los salarios a los regresores del modelo) y, a tenor de lo expuesto en los apartados anteriores, revisaremos sus posibles implicaciones para el empleo agregado.
En primer lugar, cabe destacar que todos los sectores, exceptuando la industria del papel (sector 13), comparten un grado de inercia considerable en la formación de salarios. Los coeficientes para el coste laboral por empleado retardado un período aparecen con el signo correcto y bien determinados, por lo que el factor de inercia está siendo captado de forma adecuada.
Los factores externos siguen siendo, excepto en la fabricación de productos metálicos (sector 5), los predominantes en la determinación salarial. En todos los sectores hay un importante efecto salario relativo, es decir, que los salarios negociados dependen en gran medida del que el trabajador esperaría obtener en un empleo alternativo, siendo el coste laboral agregado una aproximación a este concepto. La elasticidad —146→ (de largo plazo) del salario de la empresa respecto al agregado oscila entre 0,43 y 1, alcanzando las cifras superiores para la industria del papel (sector 13), la industria energética (sector 1-2) y la extracción y transformación de minerales y material de construcción (sector 3).
En lo que respecta al resto de variables agregadas, la tasa de paro tiene un efecto muy sensible a la baja sobre los salarios, que en media está en la línea de los obtenidos por otros trabajos. Como era de esperar, los trabajadores se moderan en sus demandas salariales cuando aumenta la tasa de paro, ya que aumenta su probabilidad de pertenecer al colectivo de desempleados.
En cuanto a la tasa de reemplazamiento, su incidencia es bastante menor, no apareciendo en la mejor especificación de un tercio de los sectores y no saliendo significativa en otra tercera parte (véase el Cuadro A4.2.). Sólo para algunos componentes de industria ligera -alimentaria (sector 10), textil (sector 11) y transformación del caucho y materias plásticas (sector 14)-, la construcción (sector 16) y los otros transportes terrestres (sector 20) existe una sensibilidad de los salarios al subsidio de paro. Así pues, en ciertos casos los trabajadores demandan mayores salarios para estar dispuestos a incorporarse al mercado de trabajo. Además en el comercio (sector 17) la tasa de reemplazamiento resulta negativa y significativa, lo cual podría reflejar la participación de trabajadores inactivos marginales en ese sector. En cualquier caso, no es de extrañar este comportamiento por los problemas de medición de la variable considerada y la deficiente aproximación de la misma de que se dispone.
Cabe destacar que la tasa de variación del empleo, que recoge la histéresis ocasionada por los insiders, aparece casi siempre muy significativa y con signo contrario -negativo- al que se deriva del modelo teórico, con excepción de la industria química (sector 4), en que aparece positiva pero no significativa. Este resultado tiene dos posibles lecturas: primera, el problema irresoluble de identificación que subyace a este tipo de ecuaciones de oferta de trabajo que incorporan dentro de las mismas la demanda de trabajo; y, segunda, la posibilidad de que el objetivo de negociación de los sindicatos se haya definido incorrectamente y los insiders no sean los empleados del período anterior96.
En lo que respecta a los factores internos de la empresa, ya hemos mencionado que este estudio otorga a las variaciones en la productividad —147→ del trabajo un peso mayor del que tradicionalmente se les había atribuido. Además se introducen como regresores en las ecuaciones de salarios estimadas el porcentaje de empleo temporal en la empresa y el beneficio por empleado, pero sus efectos no aparecen bien definidos.
El porcentaje de trabajadores temporales podría tener una influencia ambigua sobre los salarios debido a la combinación de dos efectos: por un lado, a la baja, que se atribuiría a la discriminación salarial que sufren los temporales (efecto composición) y, por otro, al alza, porque al aumentar esta proporción lo haría el poder monopolista de los trabajadores fijos (efecto histéresis). El efecto total negativo en la industria ligera, la construcción y el comercio, actividades en que el porcentaje de temporales está por encima de la media, parecería indicar que domina el efecto composición. Sin embargo, no se puede concluir nada ya que un efecto similar se presenta en la industria de extracción y transformación de minerales y material de construcción (sector 3) y en la de construcción de maquinaria y equipo mecánico (sector 6) en que el porcentaje de temporales es sensiblemente inferior (véase el Cuadro A4.2.).
En cuanto a la variable de liquidez introducida en el análisis, el beneficio por empleado, tiene escasa relevancia en la determinación de salarios, pues sólo resulta significativa para un tercio de los sectores. Además la elasticidad (de largo plazo) del salario a las variaciones en dicho beneficio no supera en ningún caso el 5% y presenta signo tanto positivo como negativo.
La muestra utilizada en la estimación, para ser apta para contrastar el modelo teórico subyacente, debería constar únicamente de empresas cuya negociación salarial se materializase en convenios de empresa y no en un convenio de sector. La razón es que en caso contrario la negociación de salarios no se correspondería con la planteada por el modelo de insiders-outsiders -es decir, no tendría lugar en el ámbito de la empresa, entre el empresario y un sindicato que representa a los trabajadores empleados en la misma-. Por ello, si los datos utilizados perteneciesen a empresas que siguen un convenio de sector no tendrían la variabilidad necesaria para estimar consistentemente los parámetros del modelo y, en consecuencia, no podrían representar la determinación de salarios de acuerdo con dicho modelo.
Por la misma razón debería disponerse de datos de salarios efectivamente negociados, como los de los convenios colectivos, y no de ganancias medias por trabajador, que son los que proporcionan los —148→ balances que se han utilizado en este trabajo. Así pues, las características de la muestra podrían explicar algunos resultados anómalos, como por ejemplo que en la Hostelería (grupo 18), donde se aplica mayoritariamente el convenio del sector, no funcione el modelo.
Una vez estimado el poder de los insiders por sectores, quedan pendientes dos cuestiones que requerirían futuras ampliaciones de este trabajo. En primer lugar, habría que estudiar empíricamente los factores explicativos de la heterogeneidad en los mi, es decir, las diferencias sectoriales existentes en el poder de negociación del sindicato, la intensidad del factor trabajo y el grado de competitividad en el mercado del producto -principales determinantes de m-. En segundo lugar, sería interesante identificar, si existe, alguna pauta de correlación entre las mi; obtenidas y las tasas de crecimiento de la productividad de los respectivos sectores, porque, como se señaló en el apartado teórico, ello podría afectar al empleo agregado.
A continuación se presenta una clasificación de los sectores atendiendo a su poder insider -con mi superior o inferior al agregado- y a la variación de productividad en los mismos -dinámicos o retardatarios- (véase el Cuadro 2).
Cuadro 2. Relación entre productividad y poder insider por sectores
Además se ha calculado una correlación de orden entre dichas magnitudes. A partir de ella se observa que en la industria ligera y los servicios se alcanza una correlación positiva de 0,62 (estadístico-t =2,40). Esto significa que los sectores con menores aumentos de la productividad del trabajo (Alimentación, Textil, Papel) tienden a tener menores coeficientes m, mientras aquellos donde los aumentos de productividad han sido mayores (Construcción, Transportes y Comunicaciones) muestran valores más altos del efecto de los factores internos.
Por el contrario, en los sectores que podríamos calificar de industria pesada se obtiene una correlación negativa de -0,42 (estadístico-t = —2,45), según la cual los sectores con mayor crecimiento de la —149→ productividad (Minería y Siderometalurgia, Otras industrias transformadoras de los metales) tienen un menor poder insider y lo contrario ocurre en aquellos sectores donde los aumentos de productividad han sido relativamente menores (Química, Fabricación de productos metálicos).
La existencia de esas correlaciones en el proceso de determinación salarial podría estar teniendo un efecto adverso sobre la creación de empleo, habida cuenta de que el grupo de sectores con correlación positiva (industria ligera y comercio) representa el 60% del empleo en la economía española. En concreto, si las industrias con menor productividad (sectores retardatarios) se ven principalmente afectadas por factores externos -especialmente por el salario alternativo (efecto salario relativo)-, mientras que las ganancias de productividad en las industrias con una productividad alta (sectores dinámicos) se trasladan con mayor intensidad a aumentos salariales, existirá una distorsión en el mecanismo de formación de rentas que podría suponer un freno al empleo agregado. La razón es que el proceso de reasignación del mismo se vería dificultado, pues la destrucción de empleo en los sectores retardatarios no se correspondería con un aumento paralelo en los sectores dinámicos.
Así pues, sería conveniente realizar un análisis empírico mucho más exhaustivo de las implicaciones de la distribución sectorial del poder insider sobre el empleo agregado, ya que a la vista de los resultados anteriores esta cuestión podría arrojar alguna luz al problema de persistencia del paro en la economía española.
En este trabajo se ha analizado la determinación de salarios en la economía española en el período 1984-89 distinguiendo entre sector, con el objetivo de arrojar alguna luz sobre el grave problema de desempleo que padece nuestra economía.
En el seno de un modelo de insiders-outsiders de oferta de trabajo, se estima por sectores -y es objeto de comparación entre los mismos- el grado de indiciación salarial a las variaciones en la productividad específica de la empresa, es decir, el poder de los insiders.
Bajo el supuesto de homogeneidad en el poder insider, compartido por casi toda la literatura existente, las variaciones sectoriales en la productividad no podían afectar al empleo agregado, porque la pérdida —150→ de puestos de trabajo en los sectores con una productividad inferior a la media se vería compensada por la creación de empleo en aquellos con una productividad superior a la media. Este comportamiento cabría atribuirlo a la existencia del efecto salario-relativo, por el cual los costes laborales unitarios experimentarían un alza en los sectores retardatarios y una disminución en los dinámicos.
Sin embargo, al permitir heterogeneidad sectorial en el poder insider es posible considerar las implicaciones para el empleo agregado de la distribución sectorial de las variaciones en la productividad específica de la empresa, en función de la correspondiente distribución del grado de indiciación salarial a tales variaciones.
La aportación fundamental de este trabajo consiste precisamente en abordar el análisis permitiendo que exista heterogeneidad sectorial en el poder de los insiders. Buscando el mayor nivel de desagregación posible se analizan veintiún sectores industriales y de servicios en la economía española, utilizando datos de la Central de Balances del Banco de España de 2183 empresas en el período 1984-89. Se estiman ecuaciones de salarios para dieciocho de los sectores y se pone de manifiesto una considerable diversidad en el proceso de determinación salarial y, en particular, en el poder insider.
Las estimaciones realizadas proporcionan un rango amplio de valores para el poder de los insiders, que oscilan entre cero y 0,57. Mientras que en algunos sectores (Energía, Alimentación, Extracción y transformación de minerales y material de construcción) los salarios no responden a las variaciones de productividad específicas de empresa, en otros (Fabricación de productos metálicos, Químicas) hay un grado de indiciación elevada a las mismas y una escasa sensibilidad a la situación general del mercado de trabajo. Además se demuestra que tales diferencias son estadísticamente muy significativas.
Los resultados ponen de manifiesto asimismo una elevada correlación positiva entre poder insider y variaciones de productividad para los sectores pertenecientes a la industria ligera y el comercio y una correlación negativa bastante menor para la industria pesada. De acuerdo con ello y dado que el primer grupo de sectores representa el 60% del empleo en nuestra economía, la heterogeneidad existente en la determinación de salarios podría estar afectando de forma importante al empleo agregado. En concreto, podría existir una distorsión en el mecanismo de formación de rentas de consecuencias adversas para el mismo.
—151→Si las industrias con baja productividad relativa se ven influidas principalmente por salarios alternativos -es decir, tienen bajo poder insider- mientras que las ganancias de productividad en las industrias más dinámicas se trasladan en mayor medida a los salarios -o sea, que tienen un poder insider elevado en términos relativos-, la destrucción de puestos de trabajo en las primeras no se vería acompañada por una creación paralela de empleos en éstas últimas. Esto significa que la reasignación del empleo de las industrias menos productivas a las más productivas se interrumpiría y que habría un efecto total adverso sobre el empleo agregado.
Tanto el marco teórico como el empírico presentan limitaciones: por una parte, el modelo podría tener problemas de identificación y, por otra, los datos utilizados no son los más adecuados porque en ellos no está asegurado que la negociación salarial se corresponda en sus características con la propuesta por el modelo teórico.
La evidencia obtenida en este trabajo abre el camino a estudios futuros que intenten identificar las características estructurales de los sectores que explican las diferencias en el proceso de determinación de salarios y el modo en que éstas pueden afectar al empleo agregado u otras variables macroeconómicas básicas.
El modelo teórico es el de Layard, Nickell y Jackman (1991, pp. 100-104). De éste resulta la siguiente ecuación de margen del salario en la empresa i sobre el salario medio en la economía:
(A1.1)
donde la notación es la del texto y a es la aportación del trabajo al producto (en la función de producción 
, donde Ai es la productividad del trabajo), k el grado de competitividad en el mercado del producto (k = 1 — h–1, donde h > 1 es la elasticidad de la demanda en una función de demanda isoelástica) y eSN (Wi), es la elasticidad de la probabilidad de que el insider típico conserve su puesto de trabajo con relación a variaciones en el nivel de empleo.
A partir de (A1.1) y de las expresiones correspondientes al modelo de Layard, Nickell y Jackman (1991) para el nivel óptimo de beneficios y el salario alternativo, es posible aproximar el nivel de salarios por la siguiente ecuación definida en términos logarítmico-lineales:
(A1.2)
donde 0 ≤ m ≤ 1 debido a la homogeneidad de W
en
M/
, siendo M el número de insiders.
Una formulación empírica más adecuada se obtiene eliminando mediante la función de producción el coeficiente de progreso técnico, que es inobservable. Asimismo, se supone que los insiders son los empleados del período anterior (m = n–1).
La ecuación de salarios queda, por tanto, definida como:
(A1.2)
Consideremos la ecuación de salarios en términos logarítmicos donde, para simplificar la notación, se ha supuesto que mi = b= c1 = b = c4 = 0:97
(A2.1)
En el caso simplificado de dos sectores y bajo el supuest o de competencia imperfecta en el mercado del producto, se tiene que98:
(A2.2)
—153→
(A2.3)
siendo 
(en logaritmos) la media aritmética de los wi,
(A2.4)
lo que implica que el salario agregado es la media geométrica de los sectoriales. Asimismo, a partir de (A2.2), (A2.3) y (A2.4) se puede definir la variable anterior como
donde m = q1m1 + q2m2 es el poder insider para el conjunto de la economía.
A partir de las funciones de producción y demanda para cada uno de los sectores,
se puede resolver el problema de optimización de la empresa representativa y obtener las demandas sectoriales de trabajo, que en términos logarítmicos se expresan como sigue:
i = 1,2
Ello también permite obtener las ecuaciones de precios para cada sector:
i = 1,2
siendo
.
A partir de las ecuaciones de salarios, empleo y precios se pueden hallar las expresiones para el empleo en cada uno de los sectores:
donde:
siendo:
Derivando ahora n1 y n2 respecto a (a2 — a1)99:
(A2.5)
(A2.6)
ya que
para i = 1, 2.
A partir de (A2.5) y (A2.6) es inmediato obtener la variación en el empleo agregado100, dn, sin más que sustituir en:
—155→
(A2.7)
Planteémonos primero el caso en que m1 = m2 = m. Entonces, operando con (A2.5) y (A2.6) se llega a la siguiente expresión para (A2.7):
(A2.8)
donde
.
Operando de forma similar para el caso en que m2 = 0 (dado m) se obtiene:
(A2.9)
Asimismo, en el caso de que m2 = 1 (dado m) se llega a que:
(A2.10)
Observando (A2.8), (A2.9) y (A2.10) queda claro que la distribución sectorial de las variaciones en la productividad específica de la empresa afectará al empleo agregado en función de la correspondiente distribución del grado de indiciación salarial a tales variaciones.
Considerando el caso más simple, en el que los dos sectores parten del mismo nivel de productividad (a1 = a2 ), se tiene que:
así como:
Es decir, el empleo agregado se reduce cuando hay un incremento en la productividad del sector con un elevado valor de m y, por el contrario, aumenta cuando aquél se produce en el sector con un bajo grado de indiciación salarial a las variaciones específicas de productividad.
Filtros aplicados:
a) Número de la Clasificación Nacional de Actividades Económicas (CNAE) a dos dígitos constante para todo el período. b) Empresa no agrícola ni ganadera ni pesquera. c) Gastos de personal totales, sueldos y salarios y demás gastos de personal en activo, total personal fijo medio, número total de empleados101, inmovilizado material neto, ventas y patrimonio neto positivos. d) Tasa de variación del inmovilizado material neto inferior o igual al 300%. e) Tasa de variación del número de establecimientos inferior o igual al 300% si la cifra inicial era superior a 10 y, en caso contrario, cambio en valor absoluto inferior a 15 establecimientos.
Relación de sectores:102
1. Combustibles sólidos. Extracción, preparación y aglomeración de combustibles sólidos y coquerías. (11). 2. Energía y agua caliente (excepto combustibles sólidos). Extracción de petróleo, gas natural y minerales radioactivos. Refino de petróleo. Producción, transporte y distribución de energía eléctrica, gas, vapor y agua caliente. Captación, depuración y distribución de agua. (12, 13, 14, 15, 16). 3. Extracción y —157→ transformación de minerales y material de construcción. Extracción de minerales metálicos y no metálicos. Siderometalurgia. Materiales de construcción, vidrio y cerámica. (21, 22, 23, 24). 4. Industria química. (25). 5. Fabricación de productos metálicos (excepto máquinas y material de transporte). (31). 6. Construcción de maquinaria y equipo mecánico. (32). 7. Otras industrias transformadoras de los metales. Construcción de máquinas de oficina y ordenadores (incluida su instalación). Fabricación de material eléctrico y electrónico. Electrodomésticos. Mecánica de precisión. (33, 34, 35, 39). 8. Industria del automóvil. Construcción de vehículos automóviles y sus piezas de repuesto. (36). 9, Construcción naval y de material de transporte. (37, 38). 10. Industrias alimentarias. (41, 42). 11. Industrias textil, del cuero y calzado y confecciones textiles. (43, 44, 45). 12. Industrias de la madera, corcho y muebles. (46). 13. Industrias del papel. Industrias del papel y fabricación de artículos de papel. Artes gráficas y edición. (47). 14. Industrias de transformación del caucho y materias plásticas. (48). 15. Otras industrias manufactureras. Joyería y bisutería. Fabricación de instrumentos de música. Laboratorios fotográficos y cinematográficos. Juegos, juguetes y artículos de deporte. Industrias manufactureras diversas no alimentarias. (49). 16. Construcción. (50). 17. Comercio. Comercio al por mayor, al por menor y reparaciones. Recuperación de productos e intermediarios del comercio. (61, 62, 63, 64, 67). 18. Restaurantes, cafés y hostelería. (65, 66). 19. Transporte por ferrocarril, marítimo y aéreo. Actividades anexas y comunicaciones. (71, 73, 74, 75, 76). 20 . Otros transportes terrestres. (72). 21. Otros servicios. (83-97).
Fuentes de los datos:
Tasa de paro agregado: Dirección General de Previsión y Coyuntura del Ministerio de Economía y Hacienda (1991) y Boletín de Estadísticas Laborales del Ministerio de Trabajo y Seguridad Social (1991). Salario agregado: Encuesta de Salarios del Boletín de Estadísticas Laborales del Ministerio de Trabajo y Seguridad Social (1991). Tasa de reemplazamiento: Corrales y Taguas (1991).
Definición de variables:103
Coste laboral medio por empleado: Gastos de personal totales (sueldos y salarios así como aportaciones a fondos de pensiones e —158→ indemnizaciones y otros) divididos por el número total de empleados (media de fijos y temporales ponderada por el número medio de semanas trabajadas por cada uno). Productividad: Ventas (netas de devoluciones, rappels, etc.) divididas por el total de empleados. Personal temporal: Número de trabajadores temporales (homogeneizado de la misma forma) dividido por el total de empleados. Beneficio por empleado: Saldo de Pérdidas y Ganancias dividido por el total de empleados. Salario agregado: Ganancia media por trabajador en términos anuales como medida del salario alternativo existente en el mercado. Tasa de reemplazamiento: Prestación mensual por desempleo dividida por el salario mensual neto de cotizaciones sociales.
Cuadro A3.1. Estadísticos descriptivos
—159→
—164→
Andrés, J. (1991), «Fluctuaciones económicas y persistencia del desempleo: una panorámica», Instituto de Estudios Fiscales, Papeles de Trabajo 19.
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Arellano, M. y O. Bover (1990), «La econometría de datos de panel», Investigaciones Económicas (Segunda época).
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Nickell, S. y S. Wadhwani (1990), «Insider Forces and Wage Determination», The Economic Journal.
—165→
This paper analyzes the wage-setting mechanism in the Spanish economy during the 1984-89 period. It uses disaggregated data to estimate sectoral wage equations, considering in detail the extent of wage indexation to firm specific productivity. The results reveal very significant differences in the size of the insider effect across sectors and tend to support the view that this heterogeneity may be having an adverse influence on aggregate employment.