PALABRAS CLAVE: Pleno empleo, NAWRU, filtro de Hodrick-Prescott, mercados de trabajo regionales

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1 1 TÍTULO: ESTIMACIONES DEL PLENO EMPLEO DE LAS REGIONES ESPAÑOLAS: MÉTODOS DE ALISAMIENTO, EQUILIBRIO A LARGO PLAZO Y EL ENFOQUE DE LOS SALARIOS AUTORES: 1) Javier Capó Parrilla Deparamen d'economia Aplicada Universia de les Illes Balears (UIB) Cenre de Recerca Económica (CRE) javier.capo@uib.es 2) Francisco Gómez García Deparameno de Teoría Económica y Economía Políica Universidad de Sevilla fgomez@us.es RESUMEN: La Cumbre Europea de Lisboa (2000) señaló, enre oras cuesiones, los fueres desequilibrios regionales exisenes en Europa en maeria de desempleo. Sin embargo, en la misma se decidió planear los objeivos para el mercado de rabajo no en función del nivel de desempleo, sino en función del nivel de empleo: se preende que el 70% de la población adula (15-64 años) enga empleo en el año Esa asa de empleo implica aproximadamene una asa de desempleo del 5%. Esa asa parece ser la asa consensuada de pleno empleo pero es necesaria una aproximación economérica para esimar esa variable inobservable. La economía española no es precisamene ajena a los desequilibrios aneriores. Por ello, en ese rabajo esimamos el pleno empleo de cada una de las regiones españolas. Para aender a dicha finalidad uilizamos disinas meodologías, lo que nos permie realizar comparaciones: a) Méodos de alisamieno (mínimo desempleo hisórico, medias móviles y filro de Hodrick-Presco); b) Equilibrio a largo plazo (solución paricular de un AR(1) para la asa de desempleo); y c) El enfoque de los salarios (esimación de "ime-varying" NAWRUs uilizando el méodo de Elmeskov). PALABRAS CLAVE: Pleno empleo, NAWRU, filro de Hodrick-Presco, mercados de rabajo regionales CÓDIGOS JEL: R23, J23 Y J60

2 2 1. Inroducción La Cumbre Europea de Lisboa (2000) señaló, enre oras cuesiones, los fueres desequilibrios regionales exisenes en Europa en maeria de desempleo. Sin embargo, en la misma se decidió planear los objeivos para el mercado de rabajo no en función del nivel de desempleo, sino en función del nivel de empleo: se preende que el 70% de la población adula (15-64 años) enga empleo en el año Esa asa de empleo implica aproximadamene una asa de desempleo del 5%. Esa asa parece ser la asa consensuada de pleno empleo pero es necesaria una aproximación economérica para esimar esa variable inobservable. La economía española no es precisamene ajena a los desequilibrios aneriores. Por ello, en ese rabajo esimamos el pleno empleo de cada una de las regiones españolas. Para aender a dicha finalidad uilizamos disinas meodologías, lo que nos permie realizar comparaciones: a) Méodos de alisamieno (mínimo desempleo hisórico, medias móviles y filro de Hodrick-Presco); b) Equilibrio a largo plazo (solución paricular de un AR(1) para la asa de desempleo); y c) El enfoque de los salarios (esimación de "ime-varying" NAWRUs uilizando el méodo de Elmeskov). La esrucura del rabajo es la siguiene. En el aparado segundo delimiamos concepualmene el concepo de pleno empleo. En el aparado ercero implemenamos disinas meodologías para esimar dicho inobservable para las Comunidades Auónomas españolas. Por úlimo, en el aparado cuaro recogemos algunas conclusiones y reflexiones finales.

3 3 2. Pleno Empleo: Delimiación Concepual La expresión "pleno empleo" empezó a uilizarse de forma general en la economía después de la depresión de los años reina. Se aplicó a aquellas economías indusrializadas en las que la inmensa mayoría de la población aciva se enconraba empleada. Pero esa definición del pleno empleo es demasiado imprecisa y ambigua, ano desde el puno de visa concepual como esadísico. A coninuación, vamos a realizar una breve revisión de los principales inenos de definición del concepo de pleno empleo, lo que creemos puede ser un puno de parida úil para informar y evaluar las meodologías que proponemos a coninuación. En primer lugar, los economisas clásicos, a los que se oponía Keynes, basándose en la noción de equilibrio del mercado de rabajo, creyeron que el pleno empleo era aquel volumen de empleo hacia el que endía la economía. Lograr el pleno empleo, en ese conexo eórico, exigía de los gobiernos nada más y nada menos que la neuralidad. Una vez que Keynes (1936) puso en ela de juicio dicha noción clásica, el pleno empleo vino a significar la ofera máxima global, el puno en el cual la expansión de la demanda agregada no podía aumenar el empleo y la producción. En ese conexo, el pleno empleo fue ambién considerado como el umbral de inflación de la economía -eoría del gap inflacionisa-. Una definición de pleno empleo, asociada a Beveridge (1944), es que el número de desempleados iguale al número de vacanes no cubieras -curva UV- (en realidad, Beveridge exigió en su concepo de pleno empleo un exceso de vacanes no cubieras sobre los desempleados). En ese caso, el desempleo de equilibrio se aproxima por la suma del desempleo friccional y esrucural. El problema de esa medida es su difícil cuanificación, ya que no es fácil obener esimaciones fiables del número de vacanes no cubieras.

4 4 Por oro lado, ambién son de desacar las definiciones basadas en la experiencia hisórica, como la que se obiene del enfoque del desempleo mínimo. Dicho enfoque nos dice que exise pleno empleo cuando el nivel de desempleo es igual al valor más bajo alcanzado en el úlimo ciclo. Ese ipo de definición iene el problema de que, debido a las circunsancias cambianes, el "mínimo irreducible" de un período anerior puede diferir susancialmene del mínimo acual (eso parece evidene para la economía española, como señalamos a coninuación). Muchas veces se afirma que écnicamene el pleno empleo esá asociado a una asa de desempleo del 5%. Sin embargo, ese ipo de mediciones parecen descansar en un supueso "ad hoc". Por úlimo, enemos el enfoque de los precios, según el cual si el desempleo cae por debajo de un ciero nivel, el resulado es necesariamene un incremeno de los precios. Así pues, el pleno empleo podría definirse como una siuación caracerizada por un nivel de desempleo compaible con un nivel de precios esable. Desde esa úlima perspeciva no puede obviarse la preguna de si la Tasa Naural de Desempleo es oro candidao al concepo de pleno empleo. Friedman (1968) definió la asa naural como aquella asa de desempleo que es consisene con el equilibrio en un sisema walrasiano, recificado de manera que se engan en cuena: 1) las caracerísicas esrucurales de los mercados de bienes y de rabajo; 2) las variaciones esocásicas en las demandas y las oferas en dichos mercados; y 3) los coses de obención de la información y los coses de la movilidad. Puede apreciarse la inclusión del desempleo friccional en la definición de Friedman. Por oro lado, ambién se pone el énfasis en las caracerísicas esrucurales de los mercados de rabajo y de bienes, juno a las variaciones de las oferas y las demandas respecivas. Ello, en presencia de coses de movilidad, genera desempleo esrucural, ano en su veriene ocupacional como geográfica 1. 1 Una consaación llamaiva de la ambigüedad del concepo asa naural la enconramos en el rabajo de Rogerson (1997), donde se encuenran hasa once versiones de dicho concepo: asa de desempleo de

5 5 3. Meodologías para Esimar el Pleno Empleo. Aplicación al Caso de las Regiones Españolas Hemos calculado la asa de paro de equilibrio, como aproximación del pleno empleo, para las regiones españolas en los periodos y A parir de los daos de la asa de paro rimesral procedenes de a Encuesa de Población Aciva (EPA) hemos aplicado diversas meodologías para esimar esadísica y economéricamene esa variable inobservable. 3.1 Méodos de Alisamieno Se raa de un méodo de esimación del pleno empleo muy difundido, que puede presenar disinas varianes más o menos complejas. Así, por ejemplo, enemos el cálculo de la media de las asas de desempleo observadas a lo largo de un período amplio de iempo o el cálculo de medias móviles. Por oro lado, podemos uilizar como puno de referencia períodos en los que se piense que el mercado de rabajo se encuenra en relaivo equilibrio (próximo al pleno empleo). Oros méodos son el ajuse de endencias 2 y la aplicación del filro de Hodrick-Presco. La principal venaja de ese méodo de esimación radica en su sencillez, ya que básicamene la única información necesaria consise en los valores pasados del desempleo observado, a los que se aplican écnicas de análisis de series emporales de ipo univariane. En cuano a sus limiaciones, hay que señalar la ausencia de susrao eórico, que no se consideran en el análisis variables adicionales -apare del desempleo largo plazo, friccional, media, de equilibrio, normal, pleno empleo, necesaria, de esado esacionario, mínima sosenible, eficiene, endencia de Hodrick-Presco. Por supueso, a esa lisa habría que añadir la de NAIRU y NAWRU. 2 Para una valoración de las esimaciones basadas en la endencia pueden consularse los rabajos de Saiger e al. (1997) y Saiger e al. (2001).

6 6 observado- que podrían proporcionar más información, y que ampoco se apunan los facores deerminanes del pleno empleo 3. Los cuadros 1 y 2 recogen los resulados obenidos de aplicar el filro de Hodrick y Presco a las asas de paro de las regiones españolas en los periodos y Equilibrio a Largo Plazo Podemos esperar que las regiones que se ajusan lenamene ane los shocks de demanda endrán una asa de desempleo de pleno empleo mayor que el de las regiones en que dicho ajuse es más rápido. Ese grado de persisencia puede ser esimado esimando un modelo univariane para sus series emporales de desempleo -podemos enconrar un ejemplo en el rabajo de Pehkonen y Turvo (1998) para las regiones de Finlandia-. Uilizando el siguiene modelo de regresión: U = α + β + ε [1] U 1 donde U es la asa de desempleo rimesral desesesacionalizada, es el iempo y α y β son coeficienes. Se espera que el coeficiene β esé enre 0 y 1 (éso garaniza la monoonía y la esabilidad del modelo). Un valor alo de β indica que la asa de desempleo acual iene una ala correlación con la asa de desempleo del período anerior. Un valor bajo de β indica que la asa de desempleo acual esá muy poco correlacionada con la asa de desempleo del período anerior (de hecho, si β=0 enonces la asa de desempleo flucuará aleaoriamene en orno a su media, que en ese caso será α pues se asume que el érmino de error esá disribuido normalmene con un valor medio igual a cero ruido blanco-). 3 El comenario anerior puede maizarse noablemene si nos referimos a la aplicación del filro de Kalman o del filro de Hodrick-Presco mulivariane, méodos muy uilizados recienemene en las esimaciones de la NAIRU. Una buena muesra la proporciona Richardson e al. (2000).

7 7 Una vez que los parámeros de la ecuación [1] han sido esimados, la asa de desempleo de pleno empleo (desempleo de equilibrio a largo plazo) puede ser calculada para cada región. Si inerpreamos que el equilibrio esá asociado a una asa de desempleo consane, es decir, U * U 1 = U = [2] donde U* es la asa de desempleo de equilibrio y asumiendo que el érmino de error es cero en el largo plazo. Por ano, obeniendo la solución paricular de la ecuación [1]: U * α = 1 β [3] El supueso implício en la ecuación [3] es que la asa de paro se maniene esable en el iempo. Esa circunsancia sólo es acepable, en la economía española, para el periodo ya que en el periodo anerior, , se produce un descenso sosenido y generalizado de las asas de paro. Por ello, únicamene hemos aplicado esa meodología al subperiodo Hemos corregido la esacionalidad de las asas de paro rimesrales mediane la aplicación del Méodo Census X11 Muliplicaivo. Al realizar las esimaciones hemos conrasado la exisencia de auocorrelación a ravés de es de es de Breusch y Godfrey, basado en el muliplicador de Lagrange, y en caso de deecar la exisencia de auocorrelación hemos inroducido como regresores más reardos de la variable endógena y hemos conrasado la significación conjuna de los parámeros β mediane el es de Wald. En ese caso paricular, la asa de paro de equilibrio U* adopa la siguiene expresión: * α U = [4] 1 β

8 8 El cuadro 3 recoge los resulados de la regresión de la ecuación [1] y el cuadro 2 la asa de paro de equilibrio que se deriva de la ecuación [3] en aquellos casos en que los parámeros han sido significaivos. 3.3 Méodo de Elmeskov Si los méodos de alisamieno adolecen, normalmene, de un susrao eórico y el méodo del equilibrio a largo plazo nos proporciona esimaciones punuales y consanes del pleno empleo, el enfoque de los salarios corrige simuláneamene ambos problemas 4. Así, dado que la asa de paro de pleno empleo no ha permanecido esable en el iempo, lo adecuado es esimar una ime-varying NAWRU (Tasa de Desempleo no Aceleradora de los Salarios). Una meodología basane exendida es la desarrollada por Elmeskov (1993) 5, donde se esima una NAWRU bajo el supueso de que los cambios en la inflación salarial (salarios nominales) son proporcionales a la brecha del desempleo. Es decir: 2 * w = α ( U U ) [5] donde w es el logarimo neperiano de los salarios nominales, U es la asa de desempleo observada y * U es la NAWRU 6. Las dos variables inobservables de esa expresión, α y * U, se idenifican bajo la resricción de que ambas deben permanecer consanes enre dos observaciones consecuivas. 4 Ora alernaiva, que no hemos conemplado en ese rabajo, es uilizar la meodología de la función de producción, que se emplea para esimar la producción poencial (y su crecimieno) de una economía. Para ello, es necesario evaluar los facores producivos (empleo y capial) a su nivel poencial. Un ingrediene básico -juno al nivel poencial de la asa de acividad y la población en edad de rabajar- del empleo poencial es la NAIRU (Tasa de Desempleo Compaible con un Nivel Esable de Inflación). Un ejemplo reciene de la aplicación de esa meodología para la economía española es el rabajo de Esrada e al. (2004), donde la NAIRU y la curva de Phillips se esiman de forma conjuna mediane el filro de Kalman (parámeros "ime-varying" -véase ambién sobre ese paricular el rabajo de Denis e al., 2002). 5 Méodo ampliamene uilizado en el marco de la OCDE o el FMI véase ambién Ball (1997). 6 k k (filro en diferencias) se refiere a = ( 1 L).

9 9 Una esimación de α se obiene para dos períodos consecuivos de la siguiene forma: w 3 α = [6] U y susiuyendo esa úlima expresión en la anerior obenemos la NAWRU ( U ): * U * U 2 = U w 3 [7] w Respeco a la NAWRU obenida por ese procedimieno hay que decir que se raa de un indicador de equilibrio a coro plazo, pueso que represena la asa de desempleo asociada, en un período dado y vinculada a la evolución pasada reciene de las variables objeo de esudio, a un crecimieno salarial consane 7. Teniendo en cuena el cambio meodológico de la EPA acaecido en el año 2001 y que en ese mismo año deja de publicarse la Encuesa de Salarios de la Indusria y los Servicios, hemos dividido las esimaciones de las NAWRUs regionales en dos periodos: y En el primer periodo, aproximamos la inflación salarial por la asa de variación ineranual de los salarios nominales (ganancia/hora rabajada). En el segundo período, la aproximamos por la asa de variación ineranual del cose salarial oal por rabajador (Índice de Cose Laboral y Encuesa Trimesral de Cose Laboral 2004). En ambos periodos, uilizamos como asa de desempleo los correspondienes daos rimesrales desesacionalizados de la EPA. Los cuadros 5 y 6 recogen las NAWRUs de las regiones españolas en los periodos y Debido a las caracerísicas de la forma de obención descria, la NAWRU resulane es sumamene variable, de modo que lo habiual es alisar la serie original de la NAWRU esimada (mediane medias móviles, el filro de Hodrick-Presco, ec.). En nuesro caso, hemos alisado las NAWRUs regionales con el filro de Hodrick-Presco.

10 10 4. Reflexiones finales El concepo de pleno empleo resula basane ambiguo, lo que se deriva de su carácer de inobservable. En ese rabajo hemos ofrecido diversas esimaciones del mismo para las regiones españoles. En el periodo , se aprecia una elevada inesabilidad de las asas de paro, iniciándose en 1994 un proceso sosenido y generalizado de descenso del desempleo que dura hasa final de ese periodo. El perfil común en la evolución de las disinas asas de paro regionales de equilibrio indica que los diferenciales regionales de desempleo no se han reducido en el período esudiado y que, por ano, hay diferenciales de equilibrio. Además, la esimación de la asa de paro de equilibrio mediane el méodo de Elmeskov revela la exisencia de una apreciable hiséresis (elevada correlación enre el desempleo observado y las NAWRUs esimadas). En el periodo , las asas de paro se esabilizan y las diferencias inerregionales persisen. Con carácer general podemos subrayar res hechos: 1) En primer lugar, la exisencia de imporanes diferencias de equilibrio enre las Comunidades Auónomas, fenómeno que explica la disparidad de las asas de paro regionales; 2) En segundo lugar, la simería en su evolución, explicaría la persisencia de ales diferencias; 3) En ercer lugar, la exisencia de res grupos de regiones bien diferenciados. El primero, formado por Aragón, la Comunidad de Madrid, Navarra y la Rioja se encuenran en una siuación próxima al pleno empleo ya que se acercan a una asa de paro de equilibrio próxima al 5%. Un segundo grupo, consiuido por Andalucía y Exremadura, con asas de paro de equilibrio superiores al 15% lo que las siúa muy alejadas del pleno empleo. Un úlimo colecivo, formado por el reso de Comunidades Auónomas, que ienen asas de paro de equilibrio próximas al 10%.

11 11 Como posibles exensiones del análisis desarrollado en ese rabajo podemos apunar las dos siguienes: a) Sería ineresane aplicar la meodología de la función de producción para esimar el desempleo de equilibrio de las regiones españolas; y b) Ora exensión naural de nuesro rabajo sería diseccionar los deerminanes del desempleo de equilibrio de cada una dichas regiones. Referencias bibliográficas - Ball, L. (1997): Disinflaion and he NAIRU, en Romer C.D. y Romer, D.H. (Eds.) (1997): Reducing Inflaion: Moivaion and Sraegy, Universiy of Chicago Press, Chicago, págs Beveridge, W.H. (1944): Full Employmen in a Free Sociey, George Allen and Unwin, London. - Denis, C., McMorrow, K., y Roeger, W. (2002): "Producion Funcion Approach o Calculaing Poenial Growh and Oupu Gaps: Esimaes for he EU Member Saes and he US, European Economy", European Commission, Economic Papers, Elmeskov, J. (1993): "High and Persisen Unemploymen: Assessmen of he Problem and Is Causes", OECD Economics Deparmen Working Papers, nº Esrada, A., Hernández de Cos, P. y Jareño, J. (2004): "Una Esimación del Crecimieno Poencial de la Economía Española", Documenos Ocasionales del Banco de España, nº Friedman, M. (1968): The Role of Moneary Policy, American Economic Review, 58, pp

12 12 - Keynes, J.M. (1936): The General Theory of Employmen, Ineres and Money, Macmillan, London. - Pehkonen, J. y Tervo, H. (1998): "Persisence and Turnover in Regional Unemploymen Dispariies", Regional Sudies, 32, pp Richardson, P., Boone, L., Giorno, C., Meacci, M., Rae, D. y Turner, D. (2000): "The Concep, Policy Use and Measuremen of Srucural Unemploymen: Esimaing a Time Varying NAIRU Across 21 OECD Counries", OECD Economics Deparmen Working Papers, nº Rogerson, R. (1997): "Theory Ahead of Language in he Economics of Unemploymen", Journal of Economic Perspecives, 11, pp Saiger, D., Sock, J.H. y Wason, M.W. (1997): "How Precise are Esimaes of he Naural Rae of Unemploymen?", en Romer, C.D. y Romer, D.H. (eds.) (1997): Reducing Inflaion: Moivaion and Sraegy, Chicago, Universiy of Chicago Press, pp Saiger, D., Sock, J.H. y Wason, M.W. (2001): "Prices, Wages and he U.S. NAIRU in he 1990s", NBER Working Papers, nº 8320.

13 13 CUADRO 1. MEDIAS ANUALES DE LAS TASAS DE PARO TRIMESTRALES ALISADAS CON EL FILTRO DE HODRICK-PRESCOTT PARA LAS REGIONES ESPAÑOLAS ( ) Andalucía 25,4 26,6 28,1 29,8 31,4 32,6 33,0 32,5 31,3 29,5 27,4 25,1 Aragón 10,4 11,2 12,4 13,8 15,1 15,9 15,9 15,1 13,7 11,8 9,7 7,5 Asurias 17,0 17,3 17,7 18,5 19,5 20,3 20,7 20,7 20,3 19,5 18,5 17,4 Baleares 10,1 11,1 12,3 13,6 14,7 15,1 14,7 13,7 12,2 10,5 8,6 6,6 Canarias 22,1 23,4 24,6 25,5 25,8 25,3 24,1 22,3 20,2 17,9 15,6 13,2 Canabria 16,5 16,9 17,7 18,8 20,2 21,3 21,9 21,6 20,4 18,6 16,4 14,2 Caaluña 12,6 13,4 14,6 16,0 17,6 18,7 18,9 18,1 16,5 14,3 11,8 9,2 Casilla y León 15,5 16,2 17,1 18,3 19,4 20,2 20,4 20,1 19,2 17,8 16,2 14,4 Casilla-La Mancha 13,1 14,0 15,2 16,6 18,0 19,0 19,4 19,1 18,3 16,9 15,2 13,4 Exremadura 25,2 25,6 26,4 27,5 28,8 29,8 30,2 30,0 29,2 27,9 26,3 24,4 Galicia 11,7 13,0 14,5 16,0 17,3 18,3 18,7 18,6 18,2 17,5 16,5 15,5 C. Madrid 11,7 12,6 13,8 15,4 17,2 18,6 19,3 19,1 18,0 16,4 14,3 12,1 Murcia 15,7 17,6 19,7 21,6 23,1 23,8 23,4 22,1 20,1 17,7 15,2 12,6 Navarra 11,9 12,0 12,2 12,6 13,0 13,1 12,7 11,9 10,8 9,5 8,0 6,4 País Vasco 18,5 19,2 20,1 21,1 21,9 22,3 21,9 20,7 19,0 17,0 14,7 12,4 La Rioja 8,8 10,1 11,5 13,0 14,3 14,9 14,8 14,0 12,7 11,1 9,4 7,8 C. Valenciana 14,3 16,0 17,9 19,8 21,5 22,4 22,3 21,3 19,5 17,1 14,6 11,9 FUENTE: Elaboración propia a parir de los daos de la EPA CUADRO 2. MEDIAS ANUALES DE LAS TASAS DE PARO TRIMESTRALES ALISADAS CON EL FILTRO DE HODRICK-PRESCOTT PARA LAS REGIONES ESPAÑOLAS ( ) Andalucía 21,5 19,6 18,1 16,6 Aragón 6,6 6,0 5,5 5,2 Asurias 12,5 11,0 10,0 9,2 Baleares 7,5 7,7 8,1 8,6 Canarias 12,3 11,5 11,1 10,9 Canabria 11,4 10,4 9,8 9,5 Caaluña 9,7 9,3 9,3 9,3 Casilla y León 12,1 11,1 10,4 9,9 Casilla-La Mancha 11,2 10,2 9,4 8,8 Exremadura 20,0 18,4 17,1 16,1 Galicia 13,4 12,8 12,5 12,4 C. Madrid 9,4 7,9 6,8 5,9 Murcia 11,8 11,0 10,4 10,0 Navarra 6,0 5,5 5,3 5,1 País Vasco 11,0 10,0 9,3 8,7 La Rioja 6,7 6,1 5,6 5,2 C. Valenciana 11,2 10,6 10,2 10,0 FUENTE: Elaboración propia a parir de los daos de la EPA (2005)

14 14 CUADRO 3. TASA DE PARO DE EQUILIBRIO A LARGO PLAZO Variable dependiene: asa de paro rimesral desesacionalizada (U ) Méodo de esimación: mínimos cuadrados ordinarios (MCO) Periodo muesral: 2001:2-2004:4 Número de regiones: 17 Número de observaciones: 15 CCAA Ce. (α) U -1 (β 1 ) U -2 (β 2 ) R 2 ajusado Andalucía -2, (4,461453) Aragón 1, (0,720758) Asurias 2, (1,826793) Baleares 1, (1,304183) Canarias 4, (2,235803) Canabria 4, (1,914739) Casilla y León 4, (1,897566) Casilla-La Mancha 3, (1,543970) Caaluña 4, (2,360146) Com. Valenciana 3, (1,243588) Exremadura 8, Exremadura [2002:2-2004:4] (5,349952) 8, (4,328274) 1, (1,121894) 0, (0,133426) 0, (0,187821) 0, (0,145236) 0, (0,203313) 0, (0,188096) 0, (0,178875) 0, (0,155584) 0, (0,236162) 0, (0,117872) 0, (0,297721) 0, (0,242484) -0, (0,103615) 0, , , , , , , , , , , , Galicia 3, , , (2,597202) (0,202533) Madrid 5, , , , (1,213110) (0,204704) (0,076105) Murcia 8, , (3,294446) (0,306375) Navarra 2, , , (1,125237) (0,195835) País Vasco 7, , (0,990737) (0,102037) La Rioja 2, , , (1,005797) (0,177539) NOTA: Errores esándar aparecen enre parénesis debajo del parámero y son consisenes con la heerocedasicidad. Se ha conrasado la exisencia de auocorrelación mediane el es de Breusch y Godfrey, basado en el muliplicador de Lagrange, y en caso de deecar la exisencia de auocorrelación se han inroducido como regresores más reardos de la variable endógena y se ha calculado la significación conjuna de los parámeros β mediane el es de Wald. CUADRO 4. TASA DE PARO DE EQUILIBRIO A LARGO PLAZO Aragón 5,93 Canarias 11,44 Canabria 10,14 Casilla y León 10,68 Casilla-La Mancha 9,75 Caaluña 9,79 Com. Valenciana 10,74 Exremadura [2002:2-2004:4] 17,66 Madrid 7,07 Navarra 5,42 País Vasco 9,55 La Rioja 5,95 FUENTE: Elaboración propia a parir de los daos del cuadro 3

15 15 CUADRO 5. MEDIAS ANUALES DE LAS NAWRUS TRIMESTRALES ESTIMADAS PARA LAS REGIONES ESPAÑOLAS ( ). MÉTODO DE ELMESKOV (SUAVIZADAS CON HP) España 16,9 17,7 18,9 20,3 21,7 22,6 22,8 22,3 21,1 19,2 17,2 Andalucía 26,2 27,8 29,8 31,6 32,8 33,4 33,1 32,0 30,4 28,4 26,1 Aragón 8,5 10,1 12,0 13, 8 15,0 15,4 15,1 13,9 12,2 10,2 8,2 Asurias 17,1 17,8 18,9 20,1 21,0 21,3 21,2 20,8 20,0 19,0 17,9 Baleares 10,3 11,1 12,2 13,3 14,0 14,2 13,7 12,6 11,2 9,4 7,6 Canarias 23,9 24,6 25,4 25,8 25,6 24,6 22,9 20,7 18,4 16,0 13,8 Canabria 15,9 17,1 18,7 20,2 21,5 22,2 22,1 21,1 19,2 16,9 14,4 Caaluña 13,2 14,2 15,7 13,4 18,7 19,3 18,8 17,5 15,5 13,1 10,6 Casilla y León 15,4 16,6 18,2 19,6 20,6 20,8 20,3 19,3 17,7 15,7 13,4 Casilla-La Mancha 12,4 13,5 15,1 16,7 18,0 18,8 18,9 18,5 17,5 16,1 14,3 Exremadura 24,0 24,9 26,1 27,3 28,5 29,3 29,5 28,9 27,9 26,6 25,2 Galicia 11,8 12,9 14,4 15,9 17,1 17,7 17,9 17,7 17,3 16,6 15,9 C. Madrid 11,2 13,1 15,5 17,8 19,3 19,9 19,5 18,2 16,3 14,1 11,8 Murcia 16,7 18,6 21,1 23,2 24,5 24,8 23,8 21,8 19,1 15,9 12,5 Navarra 11,5 11,9 12,5 13,0 13,3 13,1 12,5 11,6 10,5 9,5 8,5 País Vasco 18,5 19,6 21,0 21,3 23,1 23,2 22,5 21,1 18,9 16,1 12,9 La Rioja 8,7 10,2 12,2 13,9 15,2 15,7 15,2 14,0 12,4 10,6 8,7 C. Valenciana 14,6 16,3 18,6 20,6 22,0 22,4 21,8 20,2 18,0 15,5 12,9 FUENTE: Elaboración propia a parir de los daos de la EPA y la Encuesa de Salarios en la Indusria y los Servicios (INE) CUADRO 6. MEDIAS ANUALES DE LAS NAWRUS TRIMESTRALES ESTIMADAS PARA LAS REGIONES ESPAÑOLAS ( ). MÉTODO DE ELMESKOV (SUAVIZADAS CON HP) España 10,5 11,4 11,4 10,4 Andalucía 19,5 19,1 18,5 17,9 Aragón 5,5 5,6 5,8 5,9 Asurias 8,0 8,7 9,8 10,7 Baleares 5,6 7,0 8,8 10,4 Canarias 10,9 11,2 11,4 11,9 Canabria 8,4 9,1 10,0 10,8 Caaluña 8,7 9,0 10,5 9,8 Casilla y León 10,1 10,4 10,7 10,8 Casilla-La Mancha 8,9 9,5 9,8 9,4 Exremadura 14,3 18,1 15,2 17,1 Galicia 10,7 15,1 12,5 13,9 C. Madrid 7,5 6,9 7,3 6,7 Murcia 10,4 11,0 11,6 10,6 Navarra 4,3 5,7 5,6 5,9 País Vasco 9,5 9,7 9,4 9,6 La Rioja 4,2 7,1 6,7 6,3 C. Valenciana 9,6 10,7 10,9 11,2 FUENTE: Elaboración propia a parir de los daos de la EPA, del Índice de Cose Laboral (hasa 2003:4) y la Encuesa Trimesral de Cose Laboral-2004 (INE).