Demografía, empleo, salarios y pensiones* por Jun F. Jimeno** DOCUMENTO DE TRABAJO Enero 2002

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1 Demografía, empleo, salarios y pensiones* por Jun F. Jimeno** DOCUMENTO DE TRABAJO Enero 2002 * Trabajo presentado en las Jornadas de Economía Española del Centro de Estudios Andaluces (CentrA), noviembre de ** Universidad de Alcalá y FEDEA. Los Documentos de trabajo se distribuyen gratuitamente a las Universidades e Instituciones de Investigación que lo solicitan. No obstante están disponibles en texto completo a través de Internet: de Trabajo These Working Documents are distributed free of charge to University Department and other Research Centres. They are also available through Internet: de Trabajo

2 FEDEA D.T por Juan F. Jimeno i Resumen El cambio demográfico que se vislumbra en el medio plazo tendrá numerosas consecuencias socioeconómicas. Este documento se ocupa de analizar dos de ellas. En primer lugar, la variación en la composición por edades de la población activa puede afectar a la situación laboral y a los rendimientos salariales de las distintas cohortes de población. En segundo lugar, los sistemas de pensiones tendrán que adaptarse al nuevo escenario demográfico, una cuestión candente tanto en debates académicos como políticos durante los últimos años. En la primer parte del documento se ofrece alguna evidencia empírica sobre la primera de estas cuestiones, mientas que en la segunda parte se comentan algunos elementos a tener en cuenta en la discusión de la reforma de las pensiones. Palabras clave: cambio demográfico, empleo y desempleo, salarios relativos, pensiones. Códigos JEL: J11, J64, J31, J26. Abstract The demographic change that can be foreseen in the medium run will have many socio-economic consequences. This paper analyses two of them. First, the variation in the age structure of the labour force may have an impact on the employment status of particular population groups and on relative wages of different cohorts. Secondly, pension systems will have to be adapted to the new demographic scenario, a recurrent topic in academic and political debates. In the first part of this document there is some empirical evidence on the first topic above. In the second, there is some discussion of the main issues to take into account for the reform of pension systems. Keywords: demographic change, employment and unemployment, relative wages, pensions. JEL Codes: J11, J64, J31, J26.

3 FEDEA D.T por Juan F. Jimeno 1 Introducción Durante el último cuarto del siglo XX la mayoría de los países avanzados comenzó a experimentar un nuevo cambio demográfico que se intensificará en los próximos decenios. En primer lugar, el aumento de la esperanza de vida (que en el caso español ha sido de más de 9 años, desde 69,85 años en 1960, hasta 79,08 años en 2000) producirá un aumento del peso de la población mayor de 65 años en la población total. En segundo lugar, la disminución de la tasa de fecundidad, que en España ha tenido lugar más tarde pero con mayor intensidad y rapidez que en otros países, también contribuirá a reducir el peso relativo de la población en edad de trabajar en la población total durante los próximos cinco decenios. En tercer lugar, la llegada de inmigrantes, que en el último lustro se ha producido en una magnitud sin precedentes en nuestro país, puede aminorar la disminución de la población en edad de trabajar. Aunque exista un cierto grado de incertidumbre acerca de cómo pueden evolucionar estas variables demográficas en el futuro, parece inevitable que el cociente entre el tamaño de las cohortes de mayor edad y el tamaño de las cohortes más jóvenes aumente notablemente durante la primera mitad de este siglo, incluso bajo los escenarios más optimistas. 1 Por ejemplo, según las últimas proyecciones oficiales, que han sido revisadas para incorporar los recientes cambios en mortalidad, fecundidad e inmigración observados en la segunda mitad de la década de los años 1990 (véase INE, 2001), el cociente entre la población mayor de 65 años y la población de 20 a 64 años aumentará desde el 27% en 2001 hasta el 36% en 2025 y el 60%, aproximadamente, en 2050 (véase el Gráfico 1). 2 1 El mayor grado de incertidumbre se refiere a la evolución de la esperanza de vida, que ha sido sistemáticamente infraestimada por los demógrafos. Es previsible que la tasa de fecundidad se recupere, pero no hasta los niveles observados durante los años sesenta del siglo pasado. Por último, la regulación de flujos masivos de inmigración como solución al problema demográfico es, en las condiciones actuales, una quimera. 2 Los supuestos que subyacen a estas proyecciones son los siguientes. La esperanza de vida al nacer aumenta hasta alcanzar los 80,45 años en 2010 y, a partir de entonces, aumenta más lentamente hasta el año 2026, siendo de 81,19 años en Durante el periodo la esperanza de vida se supone constante en el valor alcanzado al principio de este periodo. Con respecto a la tasa de fecundidad, se supone que se producirá un ligero incremento tanto en el número medio de hijos por mujer como en la edad media a la maternidad, alcanzando los valores de 1,33 hijos y 31,91 años, respectivamente, en el año Para años posteriores se supone que las tasas de fecundidad de las mujeres de edades inferiores a los 30 años detienen su evolución decreciente y se mantienen constantes en los valores del año 2005, mientras que las de las mujeres de 30 a 41 años siguen aumentando, pero a un ritmo mucho menor que el observado durante el decenio pasado. Como consecuencia, tanto el número medio de hijos por mujer como la edad media a la maternidad experimentan una evolución creciente, alcanzando, respectivamente, 1,42 hijos por mujer y 32,14 años de edad en Con respecto a la inmigración, el número estimado de entradas de extranjeros se sitúa, aproximadamente, en en En los años sucesivos se supone un flujo neto de inmigrantes que decrece linealmente hasta personas por año en 2005 y que se mantiene constante a partir de entonces.

4 FEDEA D.T por Juan F. Jimeno 2 Este cambio demográfico tendrá numerosas consecuencias socioeconómicas. Este documento se ocupa de analizar dos de ellas. En primer lugar, la variación en la composición por edades de la población activa puede afectar a la situación laboral y a los rendimientos salariales de las distintas cohortes de población. Alguna evidencia empírica disponible acerca de estos efectos se presenta en los apartados 2 y 3, respectivamente. En segundo lugar, los sistemas de pensiones tendrán que adaptarse al nuevo escenario demográfico, una cuestión candente tanto en debates académicos como políticos durante los últimos años. El apartado 4 analiza los efectos del cambio demográfico sobre el gasto en pensiones y se discuten algunas medidas de reforma del sistema de pensiones. Por último, el apartado 5 concluye con algunos comentarios finales. 2. Empleo, desempleo y composición por edades de la población En la literatura económica sobre los determinantes de las tasas juveniles de empleo y de desempleo es habitual la referencia a la hipótesis de la expulsión de las cohortes (cohort crowding) que sostiene que cuanto mayor es el tamaño relativo de la población juvenil, más alta es su tasa de desempleo, más baja es su tasa de empleo y más bajos son los salarios que reciben en relación con los que reciben otros grupos de la población ocupada. Y, simétricamente, cuanto menor es el tamaño relativo de la población juvenil, más baja es su tasa de desempleo, más alta es su tasa de empleo y más altos son los salarios que reciben en relación con los que reciben otros grupos de la población ocupada. El fundamento teórico de esta hipótesis es la sustitutibilidad imperfecta de los trabajadores de distinta edad. Bajo este supuesto, un aumento de la oferta relativa de un determinado grupo de la población provoca una disminución de su salario relativo (si los salarios se determinan mediante la interacción de la demanda y oferta de trabajo) o un aumento de su tasa de desempleo (si el proceso de determinación de salarios impone alguna restricción al ajuste de los salarios relativos). Es probable que, mientras en el corto plazo se produzca una variación de las tasas de desempleo por grupos de edad ante cambios en la composición por edades de la población activa, en el largo plazo el ajuste se realice mediante variaciones en los salarios relativos.

5 FEDEA D.T por Juan F. Jimeno 3 Gráfico 1. La composición por edades de la población española. Proyecciones demográficas, ,7 0,65 0,6 0,6 0,55 0,5 0,5 0,4 0,45 0,3 0,4 0,2 0, años años 65 años y más 0,3 0,25 0,35 0,3 0,25 0, Composición por edades de la población en edad de trabajar (20-64 años) años y más/20-64 años ,2 0,15 0,1 0, / / / / /20-64 Fuente: Cálculos del autor a partir de INE (2001).

6 FEDEA D.T por Juan F. Jimeno Evidencia a partir de datos internacionales Los primeros estudios sobre la relación entre el tamaño de la población y el desempleo juvenil (por ejemplo, Easterlin, 1968) utilizaban series temporales de datos agregados por países. Sus resultados mostraban que, en casi todos los casos, un aumento del tamaño relativo de un determinado grupo de población empeoraba la situación laboral de dicho grupo (Ahlburg, 1982; Ben-Porath, 1985; OECD, 1980; Wachter y Kim, 1982, entre otros). No obstante, este enfoque macroeconómico se enfrenta al problema de discernir entre los efectos de la composición por edades de la población, que cambia muy lentamente en el tiempo y que se suele parecer a una simple tendencia lineal, de otros factores determinantes de la situación laboral. Este problema es particularmente relevante en muestras cortas, en las que la variación del tamaño relativo de la población de un determinado grupo es pequeña o sigue una tendencia suave y las regresiones que estiman el efecto de dicha variación tienen pocos grados de libertad. Estudios más recientes han tratado de obtener resultados más robustos utilizando datos de panel por países (Bloom et al., 1987; Korenman y Neumark, 2000). Este enfoque aprovecha la variación de los cambios del tamaño relativo de la población juvenil entre países para estimar los efectos de dichos cambios en las tasas de desempleo juvenil separándolos de otros factores que pueden haber afectado de forma similar a todos los países. Sus resultados tienden a confirmar que un aumento del tamaño relativo de la población juvenil produce un empeoramiento de su situación laboral. Sin embargo, la cuantía y la significatividad estadística de este efecto no siempre resultan elevadas. Además, este enfoque ha de enfrentarse al problema de controlar la heterogeneidad no observada específica de cada país cambiante en el tiempo. Distintos países pueden estar en diferentes etapas de desarrollo económico, encontrarse en fases distintas del ciclo económico y tener diferentes instituciones del mercado de trabajo que cambian a lo largo del tiempo. Por tanto, con este tipo de datos, también puede resultar difícil aislar el efecto del tamaño relativo de la población juvenil de otro tipo de factores. No obstante, Jimeno y Rodriguez-Palenzuela (2001) confirman los resultados de Korenman y Neumark (2000) acerca de del efecto positivo del tamaño relativo de la población juvenil sobre su tasa de desempleo y muestran que dicho efecto persiste aún después de controlar por las diferencias internacionales en las instituciones del mercado de trabajo y en las perturbaciones macroeconómicas Evidencia sobre España Otro enfoque empírico que se utiliza para abordar la estimación de la relación entre el tamaño relativo de la población juvenil y su tasa de desempleo

7 FEDEA D.T por Juan F. Jimeno 5 consiste en explotar la variación de las tasas de desempleo juveniles entre las regiones de un mismo país que, en principio, tienen un ciclo económico más sincronizado, están afectadas por perturbaciones similares y comparten las mismas instituciones del mercado de trabajo. En este caso, el problema a dilucidar es la posible endogeneidad de la oferta relativa de trabajo, a tener en cuenta cuando la movilidad interregional de los trabajadores depende de las diferencias interregionales de tasas de desempleo y de salarios. 3 Aplicando este enfoque regional a los Estados Unidos, Shimer (2001) encuentra que un aumento del uno por ciento de la población juvenil reduce la tasa de desempleo juvenil en más del 1 por ciento, resultado que racionaliza mediante un modelo de equilibrio de mercado de trabajo con emparejamiento en el que se considera la existencia de externalidades de demanda (thick market externalities) en el mercado de trabajo. La intuición de este resultado teórico es sencilla: los trabajadores jóvenes son más móviles, cambian de empleo más frecuentemente, lo que hace que la creación de vacantes por las empresas sea menos costosa, reduciéndose así la tasa de desempleo de equilibrio. A este respecto, el caso español ofrece algunas ventajas sobre otros países a la hora de realizar un análisis con datos regionales. En primer lugar, durante las dos últimas décadas España ha tenido la tasa de desempleo juvenil más elevada de todos los países de la OCDE. En segundo lugar, con respecto a los cambios demográficos, España ha seguido una evolución demográfica diferente a la de otros países de la OCDE con cambios en la composición por edades de la población de distinto signo durante el último cuarto de siglo. En España, tras el baby boom de los años 1960s, la tasa de fecundidad comenzó a descender a finales de los años 1970s, al contrario que en la mayoría del resto de países de la OCDE que completaron su transición hacia un régimen de baja natalidad al principio de los años 1980s. A finales de los años 1970s, la tasa de fecundidad era de casi 3; en menos de dos décadas había descendido a menos de 1,1 (Gráfico 2). Como consecuencia, durante el periodo se observa un aumento del tamaño relativo de la población juvenil, mientras que desde mediados de los años 1980s se observa una reducción de dicho tamaño (Gráfico 3) muestra que las cohortes juveniles de la población española aumentaron su peso relativo durante la segunda mitad de la década de los años 1970 y principios de la de los años 1980 para disminuir rápidamente desde entonces. En tercer lugar, las tasas de escolarización entre los jóvenes han aumentado desde un nivel muy bajo hasta un nivel superior a la media de la OCDE. En la actualidad la población juvenil española ha alcanzado, en relación con la población adulta, el mayor nivel educativo de todos los países de la OCDE (véase, Dolado et al. 2000). Finalmente, existe una amplia variabilidad interregional tanto en los niveles como en las variaciones a lo largo del tiempo 3 El tratamiento habitual de este problema de endogeniedad consiste en utilizar las tasas de fecundidad retardadas como instrumentos.

8 FEDEA D.T por Juan F. Jimeno 6 del tamaño relativo de las cohortes juveniles (Gráfico 4). Como en España la movilidad laboral interregional es bastante reducida (Jimeno y Bentolila, 1998, Bover y Velilla, 1999) y las instituciones del mercado de trabajo son, en gran medida, comunes, esta variabilidad regional se puede explotar para separar los efectos de los cambios demográficos sobre la situación laboral de diversos grupos de la población de los efectos de otros cambios seculares, tal y como hace Shimer (2001) para Estados Unidos. En un trabajo reciente (Ahn, Izquierdo y Jimeno, 2000) han utilizado la variabilidad temporal y regional del tamaño relativo de las cohortes juvenil para estimar sus efectos sobre las tasas de desempleo y de empleo de la población juvenil. Distinguiendo por sexo y tres grupos de edad dentro de la población juvenil (de 16 a 19 años, de 20 a 24 años y de 25 a 29 años), Ahn et al. encuentran que existe un efecto positivo y estadísticamente significativo del tamaño relativo de la población de cada cohorte sobre la tasa de desempleo de dicha cohorte, si bien dicho efecto difiere para los distintos grupos de población juvenil considerados, siendo especialmente robusto para los individuos de 20 a 24 años. Según estos resultados, la elasticidad de la tasa de desempleo con respecto al tamaño relativo de la población es de alrededor de 0,6, lo que significa que, siendo la tasa de desempleo juvenil del 30%, una caída del 10% de dicho tamaño, que es aproximadamente la magnitud del cambio que cabe esperar entre la actualidad y el año 2050, reduciría la tasa de desempleo juvenil en casi dos puntos porcentuales. Los efectos de la composición por edades de la población sobre la tasa de empleo juvenil resultan más difíciles de estimar con los datos disponibles del mercado de trabajo español. La principal razón es que en los dos últimos decenios se han producido cambios notables en las pautas de participación laboral de las cohortes juveniles (véase el Gráfico 5). Tanto en el caso de los varones como en el de las mujeres jóvenes, la caída de la tasa de actividad laboral observada durante el periodo se debe fundamentalmente al retraso en la salida del sistema educativo motivado por el aumento de la oferta educativa y, en parte, por las altas tasas de desempleo juveniles. Esta tendencia decreciente parece haber revertido durante el último lustro. Por tanto, cabe conjeturar que en las próximas décadas las tasas de empleo de la población juvenil experimentarán un aumento por dos razones: el descenso de la tasa de desempleo juvenil resultado del cambio en la composición por edades y el repunte de la tasa de actividad iniciado a mediados de la década los años 1990s.

9 FEDEA D.T por Juan F. Jimeno 7 Gráfico 2. Tasa de fecundidad en España y en sus Comunidades Autónomas Galicia Asturias Aragon Rioja Castilla y León Cataluña Navarra Madrid Pais Vasco Cantabria Baleares Andalucia Murcia Canarias Extremadura Valencia Castilla-La Mancha Fuente: Ahn, Izquierdo y Jimeno (2000). Gráfico 3: Tamaño de la población juvenil por grupos de edad

10 FEDEA D.T por Juan F. Jimeno 8 Gráfico 3: Tamaño de la población juvenil por grupos de edad (relativo a la población de 25 a 54 años) / / /25-54 Fuente: Ahn, Izquierdo y Jimeno (2000).

11 FEDEA D.T por Juan F. Jimeno 9 Gráfico 4: Tamaño de la población juvenil (de 15 a 24 años) por Comunidades Autónomas (relativo a la población de 25 a 54 años) Baleares Cataluña Aragón Asturias Galicia Pais Vasco Rioja Madrid Valencia Navarra Murcia Cantabria Castilla-La Mancha Canarias Castilla y León Andalucía Extremadura Fuente: Ahn, Izquierdo y Jimeno (2000).

12 FEDEA D.T por Juan F. Jimeno 10 Gráfico 5: Tasas de actividad de la población juvenil (16 a 24 años) por sexo 100% 90% 80% 70% 60% 50% 40% 30% varones mujeres total varones total mujeres Fuente: Encuesta de Población Activa 3. Salarios y composición por edades de la población Como se apuntaba al principio del apartado 2, los efectos del cambio de la composición por edades de la población activa sobre la situación laboral de la población de distintos grupos de edad dependen del comportamiento de los salarios relativos ante dicho cambio. Desafortunadamente, en España el análisis de la evolución temporal de la estructura salarial está dificultado por la falta de bases de datos de panel que ofrezcan información sobre los salarios y características individuales. La única fuente de información estadística a este respecto es la Encuesta de Estructura Salarial, realizada por el INE y dicha encuesta, por ahora, sólo está disponible para el año Por tanto, la única posibilidad para estimar la relación entre el tamaño relativo de la población juvenil y su salario relativo se reduce a la explotación de las diferencias regionales a este respecto, tarea que ha sido abordada en Ahn, Izquierdo y Jimeno (2001) y cuyos resultados se resumen a continuación. El Gráfico 6 presenta los salarios mensuales por edad en el conjunto nacional y en cada Comunidad Autónoma según la Encuesta de Estructura Salarial del INE. En casi todos los casos se observa un perfil salarial relativamente cóncavo, con un aumento de los salarios medios muy rápido en al

13 FEDEA D.T por Juan F. Jimeno 11 parte inicial (hasta los treinta y cinco años aproximadamente) y una relativa constancia del salario medio a partir de entonces, sin que disminuya significativamente en las edades cercanas a la jubilación. 4 5 Por lo que se refiere a las Comunidades Autónomas, aparte de las diferencias de nivel en el salario medio, se observan perfiles salariales con pendientes más pronunciadas en Madrid y Andalucía, mientras que Aragón, Asturias, La Rioja y Castilla-La Mancha presentan menores diferencias entre los salarios medios de los jóvenes y los de los adultos. Para analizar la relación entre salarios relativos por grupos de edad y tamaño de las cohortes, Ahn, Izquierdo y Jimeno (2001) utilizan dos medidas del salario de los jóvenes: i) el salario medio de los asalariados de 16 a 29 años y ii) el salario medio controlando por una serie de características individuales y de los puestos de trabajo (sexo, nivel de estudios, ocupación, antigüedad en la empresa, sector de actividad, tamaño de la empresa, tipo de contrato, tipo de convenio colectivo, Comunidad Autónoma, etc.). Estos salarios condicionados se obtienen de una ecuación de salarios standard en la que se interaccionan los coeficientes de la edad y de la edad al cuadrado con variables ficticias que representan a la Comunidad Autónoma. Los dos paneles del Gráfico 7 presentan la relación existente entre el salario medio de los jóvenes (tanto en niveles absolutos como en relación con el salario medio de los adultos de 30 a 54 años) y el tamaño relativo de la población juvenil. A simple vista parece existir una relación negativa entre el salario medio de los jóvenes y el tamaño relativo de la población juvenil (los estadísticos t asociados a los coeficientes de esta variable son, respectivamente, 1,8 y 1,9). La variable demográfica explica casi el 20% de la varianza de los salarios de los jóvenes entre las Comunidades Autónomas. 4 Nótese que se trata de un perfil salarial obtenido de una muestra de corte transversal de individuos de distinta edad que no tiene por qué ser igual al perfil salarial que sigue un mismo individuo a lo largo de su ciclo vital. 5 La inexistencia de una caída significativa de los salarios en las edades cercanas a la jubilación, contraria a lo que se suele observar en países como Estados Unidos, se debe a la salida temprana del mercado de trabajo mediante prejubilaciones y jubilaciones anticipadas de los individuos de este grupo de edad que tienen una productividad menor.

14 FEDEA D.T por Juan F. Jimeno 12 Gráfico 6. Salario mensual por edad en España y en sus Comunidades Autónomas 13 13,0 12,5 12,5 12,0 12 (ln) sala rio me nsu al 11,5 (ln) salario mensual 11,5 11, ,5 10,5 10, , edad edad Todos Hombres Mujeres Extremadura Cantabria Canarias Murcia Madrid Andalucía 13,0 13,0 12,5 12,5 12,0 12,0 (ln) salario mensual 11,5 11,0 (ln) salario mensual 11,5 11,0 10,5 10,5 10,0 10,0 9, , edad edad Baleares Navarra Galicia Castilla y León Com Valenciana País Vasco Aragón Asturias Rioja Castilla-La Mancha Cataluña Fuente: Ahn, Izquierdo y Jimeno (2001) a partir de la Encuesta de Estructura Salarial, INE, 1995 (muestra de 135,454 observaciones).

15 FEDEA D.T por Juan F. Jimeno 13 11,85 Gráfico 7a. Salario medio de los jóvenes de 16 a 29 años y tamaño relativo de la población juvenil 11,80 (ln) Sala rio men sual11,75 de los asal aria dos 11,70 de 16 a 29 año s 11,65 Aragón Castilla y León Navarra Cataluña País Vasco Madrid 11,60 La Rioja Asturias Comunidad Valenciana Cantabria 11,55 11,50 Galicia Castilla-La Mancha Baleares Andalucía y = -0,0238x + 12,42 R 2 = 0, ,45 Canarias Extremadura 11,40 11,35 Murcia 11, % Población de 16 a 29 años sobre población de 16 a 64 años

16 FEDEA D.T por Juan F. Jimeno 14 Gráfico 7b. Salario medio de los jóvenes de 16 a 29 años en relación con el salario medio de los adultos de 30 a 54 años y tamaño relativo de la población juvenil (ln) salario mensual de los jóvenes (16 a 29 años) - (ln) salario mensual de los adultos (30 a 54 años) -0,25-0,35-0,45-0,55-0, La Rioja Asturias Asturias Navarra Galicia Cantabria Baleares Extremadura Castilla-La Mancha Castilla y León Comunidad Valenciana Cataluña País Vasco Madrid Andalucía Murcia Canarias y = -0,0168x + 0,0602 R 2 = 0,1982-0,75 Población de 16 a 29 años/población en edad de trabajar (16 a 64 años) (%) Fuente: Ahn, Izquierdo y Jimeno (2001).

17 FEDEA D.T por Juan F. Jimeno 15 La correlación negativa observada en los dos Gráficos anteriores podría ser el resultado de la omisión de variables explicativas relevantes o de la endogeneidad de la variable demográfica como resultado de las migraciones interregionales. Sin embargo, tanto cuando se controla por otras variables que pueden contribuir a explicar las diferencias interregionales de los salarios de los jóvenes (tales como, renta per cápita, tasa de temporalidad o nivel educativo), como cuando se recurre a estimaciones por variables instrumentales, el efecto estimado del tamaño relativo de la población juvenil sobre los salarios relativos de los jóvenes resulta ser negativo y estadísticamente significativo. Según los resultados de estas regresiones, un aumento de un punto porcentual en el tamaño relativo de la población juvenil reduce el salario medio de los jóvenes en alrededor de un 2%. Estas regresiones no tienen en cuenta la variabilidad entre Comunidades Autónomas de características individuales y de los puestos de trabajo que afectan a los salarios. Por ejemplo, hay otras muchas variables, además de la incidencia del empleo temporal y del nivel educativo de la población juvenil, que resultan determinantes para explicar los salarios medios de una determinada Comunidad Autónoma, tales como, por ejemplo, la composición sectorial y ocupacional del empleo, la cobertura de la negociación colectiva, etc. Dado que la variabilidad por Comunidades Autónomas proporciona un número muy limitado de observaciones, no resulta viable estimar regresiones de corte transversal que tengan en cuenta todas estas variables. Ahn, Iquierdo y Jimeno (2001) adoptan un enfoque alternativo que consiste en estimar ecuaciones microeconómicas de salarios en las que se incluyan las características observables de los individuos y de sus puestos de trabajo permitiendo que la relación entre la edad y los salarios tenga una cierta variación regional. Así, se obtienen perfiles salariales diferentes para cada Comunidad Autónoma que permiten calcular unos salarios medios de los jóvenes que tienen en cuenta las diferencias en la composición del empleo en relación con las características individuales y de los puestos de trabajo observables. 6 Estos coeficientes tienen el signo que cabría esperar, son siempre estadísticamente significativos y muestran una bastante variabilidad por Comunidades Autónomas. A partir de estos coeficientes Ahn, Iquierdo y Jimeno (2001) calculan la diferencia logarítmica de los salarios medios de los jóvenes (de 16 a 29 años) y los de los adultos de (30 a 54 años). El Gráfico 8 presenta dicha medida de los salarios relativos y el tamaño relativo de la población juvenil. No obstante, en la regresión entre ambas variables el coeficiente del tamaño relativo de la población juvenil no resulta ser estadísticamente significativo (el valor absoluto 6 Este enfoque es similar al utilizado por Berger (1989) que estima ecuaciones microeconómicas de salarios para Estados Unidos interaccionando la experiencia laboral y la experiencia al cuadrado con variables demográficas relativas al tamaño de las cohortes de cada individuo.

18 FEDEA D.T por Juan F. Jimeno 16 del estadístico t es 1,3), si bien hay dos observaciones atípicas (Canarias y Murcia) que tienden a disminuir dicho coeficiente. Cuando estas dos observaciones son excluidas de la muestra, el coeficiente del tamaño relativo de la población juvenil es de 1,78% (el valor absoluto del estadístico t correspondiente es de 3,4) y el R-cuadrado de la regresión es de 0,46. Gráfico 8. Salario medio relativo de los jóvenes de 16 a 29 años (controlando por características observables) y tamaño relativo de la población juvenil (ln) salario medio (16 a 29 años) - (ln) salario medio (30 a 54 años) ,15-0,17-0,19-0,21-0,23 La Rioja Aragón Galicia Baleares Murcia -0,25-0,27-0,29-0,31 Castilla-La Mancha Cantabria Extremadura Asturias Comunidad Valenciana Castilla y León Navarra País Vasco Cataluña Andalucía Canarias y = -0,0061x - 0,0501 R 2 = 0,1083-0,33-0,35 Madrid Población de 16 a 29 años/población en edad de trabajar (16 a 64 años) (%) Fuente: Ahn, Izquierdo y Jimeno (2001). 4. Pensiones y cambio demográfico Los efectos del cambio demográfico sobre el mercado de trabajo comentados anteriormente están estimados bajo un escenario institucional (costes de despido, sistema de determinación de salarios, prestaciones por desempleo) que ha sufrido sucesivas reformas a lo largo de los dos últimos decenios. 7 Es probable que en el futuro estas reformas continúen, lo que tendrá algunas consecuencias sobre la determinación de salarios y la situación laboral de los distintos grupos de población. Pero no sólo estas instituciones del mercado de trabajo afectan a la oferta y demanda de trabajo. Los sistemas de pensiones, en sus normas de cálculo de las prestaciones, tienen implícitos determinados incentivos a la oferta 7 Para una panorámica de las reformas laborales en España, véase Segura (2001). La principal consecuencia de esta sucesión de reformas ha sido el aumento de los contratos temporales de empleo, experiencia analizada en Dolado, García-Serrano y Jimeno (2002).

19 FEDEA D.T por Juan F. Jimeno 17 de trabajo, especialmente en las edades cercanas a la edad legal de jubilación. 8 Además, la forma de financiación de dichas prestaciones puede afectar a la demanda de trabajo. Y la reforma de las normas de cálculo de las pensiones y de su financiación parece inevitable por el cambio demográfico, entre otras razones. 9 La adaptación de los sistemas de pensiones al nuevo escenario socioeconómico ya ha comenzado en numerosos países de nuestro entorno (Alemania, Suecia, Italia, etc.) y continuará incluso en aquellos que, hasta la fecha, se han mostrado más reacios a abordar este problema con realismo (verbigracia, España). En este apartado, se analiza las consecuencias del cambio demográfico con respecto al sistema español de pensiones contributivas y se consideran algunas medidas de reforma que pueden hacer frente a dicha consecuencias. A estos efectos resulta conveniente separar la evolución del gasto en pensiones (apartado 4.1), la reforma de las normas de cálculo de las pensiones (apartado 4.2), y los métodos de financiación de las mismas (apartado 4.3) La evolución del gasto en pensiones Una forma sencilla de analizar los determinantes del gasto en pensiones consiste en descomponer su peso en relación con el PIB en cuatro factores, tal y como aparece en la fórmula siguiente: 10 Gasto en pensiones Número de pensiones Pensión media = = PIB Empleo Productividad media Número de pensiones Población en edad de trabajar Pensión media = = Población en edad de trabajar Empleo Productividad media Número de pensiones Población mayor de 65 años 1 Pensión media = Población mayor de 65 años Población en edad de trabajar Tasa de empleo Productividad media El primero de estos cuatro factores tiene que ver con las normas de acceso a las pensiones contributivas. Puesto que el sistema español reconoce prestaciones contributivas por jubilación, viudedad, orfandad, y de incapacidad permanente, el cociente entre el número de pensiones contributivas y la población mayor de 65 años es, de hecho, superior a la unidad. El Gráfico 9 8 Véase por ejemplo, Gruber y Wise (1998) para la evidencia internacional y Jiménez-Martín y Sánchez (2000) para la evidencia sobre España. 9 Lindbeck (2000) señala, además, que otros acontecimientos, tales como el aumento de la inestabilidad familiar, el aumento de la heterogeneidad individual, la creciente movilidad internacional del capital y del trabajo, y los deseos de aumentar la responsabilidad individual frente al Estado, implican ajustes en los sistemas actuales de pensiones. 10 Boldrin et al. (1999) utilizan esta descomposición para realizar proyecciones del gasto en pensiones de los países de la UE. Jimeno (2000a, 2000b) la utiliza para estimar, bajo supuestos alternativos, el gasto en pensiones en España en 2050.

20 FEDEA D.T por Juan F. Jimeno 18 presenta la evolución reciente de la relación entre el número de pensiones y la población mayor de 65 años. Esta ratio se ha mantenido relativamente constante durante el último decenio en el entorno de 1,14, si bien durante los dos últimos años ha disminuido hasta 1,12. Su descomposición por tipos de pensiones también da lugar a valores relativamente constantes a lo largo del tiempo (con la excepción del cambio normativo en 1998 que supuso la recalificación pensiones de incapacidad permanente percibidas por mayores de 65 años como pensiones de jubilación). En el futuro, si no se produce un cambio de normas en el acceso a la pensión, cabe esperar que este cociente no disminuya; por el contrario, es probable que aumente como consecuencia de que la mayor actividad laboral de las cohortes femeninas que entraron en el mercado de trabajo a partir de mediados de la década de los años 1980s disfrutarán de mayor acceso a las pensiones de jubilación a partir del segundo decenio de este siglo. El segundo factor que determina el gasto en pensiones depende de la evolución demográfica. A este respecto, las proyecciones de INE (2001) comentadas en la introducción implican que la población mayor de 65 años en relación con la población en edad de trabajar (20 a 64 años) pasará del aproximadamente 27% actual al 36% en 2025 y alrededor del 60% en ,4 Gráfico 9. Número de pensiones y Población mayor de 65 años, ,2 1 0,8 0,6 0,4 0, Total Jubilación Viudedad Orfandad Incapacidad permanente Fuente: Cálculos del autor a partir de INE (2001) y Boletín de Estadísticas Laborales. El tercer factor depende del funcionamiento del mercado de trabajo. Hay razones para esperar un aumento de la tasa de empleo en el largo plazo. En

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