Estructura económica y desempleo en Colombia: un análisis VEC 1

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1 Esrucura económica y desempleo en Colombia: un análisis VEC 1 Economic srucure and unemploymen in Colombia: a VEC analysis Esruura econômica e desemprego na Colômbia: uma análise VEC Saniago Bonilla Cárdenas Asisene de docencia, Faculad de Ciencias Sociales y Economía, Universidad del Valle saniago.bonilla@correounivalle.edu.co Recibido: Aprobado: Resumen: El objeivo de ese arículo es mosrar que aspecos relacionados con la esrucura económica de Colombia son relevanes para explicar el nivel de desempleo. Uilizando un modelo VEC y mediane el análisis de las funciones impulso respuesa y de descomposición de varianza, se concluye que aumenar el grado de desarrollo esrucural de la economía es una políica que puede ayudar a reducir el desempleo en Colombia. Palabras clave: Esrucura Económica, Desempleo, Secor Manufacurero, Modelo VEC. Absrac: The objecive of his aricle is o show ha feaures relaed o economic srucure in Colombia are relevan in order o explain he level of unemploymen. By using a VEC model and by analyzing impulse response funcions and variance decomposiion, i is concluded ha increasing he degree of srucural developmen of he economy is a policy ha can help reduce unemploymen in Colombia. Key words: Economic Srucure, Unemploymen, Manufacuring Secor, VEC model. JEL Classificaion: L16, E24, O14, C32. 1 Ese rabajo es resulado de la invesigación realizada enre Febrero de 2010 y enero de 2011 financiada por el programa Jóvenes Invesigadores e Innovadores de Colciencias y la Universidad del Valle.

2 Saniago Bonilla Cárdenas Resumo: O objeivo dese arigo é mosrar que aspecos relacionados com a esruura econômica da Colômbia, são imporanes para explicar o nível de desemprego. Uilizando um modelo VEC e aravés de uma análise das funções impulso- resposa e da decomposição da variância, conclui-se que o aumeno ou grau de desenvolvimeno esruural da economia é uma políica apropriada para reduzir o desemprego em Colômbia. Palavras-chave: Esruura Econômica, Desemprego, Seor Manufaureiro, Modelo VEC. 1. Inroducción Uno de los principales problemas que aquejan a la economía colombiana y que ocupa los primeros lugares en las agendas de los gobiernos desde hace varias décadas es el alo y persisene desempleo. Exise una amplia corriene de pensamieno que aribuye la persisencia del alo desempleo a un problema de precios. Se posula que la ofera y la demanda de rabajo se equilibran en un nivel de remuneración inferior al salario real que rige en la economía, generándose de ese modo una brecha enre ofera y demanda de rabajo que se raduce en que una pare significaiva de la fuerza laboral es excluida involunariamene del mercado. De acuerdo con ese pensamieno, la solución al problema radica en flexibilizar el mercado laboral, disminuir el salario mínimo y, en general, apelar a reformas políicas con miras a disminuir los cosos laborales de los empresarios. Sin embargo, al como lo señala Sarmieno (2005), las medidas omadas hasa ahora no han enido efecos en la magniud que se esperaba sobre la asa de desempleo, pero en cambio han deeriorado el nivel de vida de los rabajadores y han conribuido a empeorar la inequidad en el ingreso de nuesro país. Surge enonces oro ipo de inerpreación más orienada al análisis de la esrucura económica. Dicho argumeno esrucuralisa planea que exisen dos secores en la economía: el secor moderno, que es inensivo en capial físico y humano, y el secor informal, que se asocia con empleos de baja calidad y requiere escaso capial físico y mano de obra con bajo nivel de calificación. Debido a que el secor moderno es relaivamene esrecho, no esá en capacidad de absorber oda la fuerza laboral calificada, por lo cual los rabajadores excluidos que no decidan enrar al secor informal o migrar hacia oro país se verán resignados a engrosar las filas del desempleo. Se infiere además que medidas enfocadas hacia el ajuse a la baja de salarios no endrán un efeco significaivo sobre el nivel de empleo, ya que el problema subyace en la esrechez del secor moderno, deerminada por la esrucura de la economía, y no en rigideces del mercado laboral. Como lo muesran Oriz y Uribe (2006), el deerioro de la asa de desempleo en Colombia coincide con la aperura económica consolidada en los novenas, y a ravés de un modelo eórico, concluyen que es necesario que exisa un nivel adecuado de diversificación indusrial que genere demanda de rabajo califica- 100 Sociedad y Economía No. 20, 2011 pp

3 Esrucura económica y desempleo en Colombia: un análisis VEC do. Lo que se observa es que la fala de diversificación en la indusria ha generado alo desempleo, al iempo que pare de la fuerza de rabajo excluida se ve obligada a acepar empleos de baja calidad o a migrar hacia oros países con una esrucura económica capaz de absorberla. En suma, el problema del desempleo no se aribuye ano al mercado de rabajo como a la esrucura de la economía en su conjuno. Vale la pena aclarar que el presene rabajo preende abordar el problema del desempleo únicamene en su aspeco cuaniaivo, por lo cual se dejará de un lado lo concerniene a calidad del empleo y migración de capial humano. De esa manera, se abre un ineresane debae sobre si son relevanes aspecos relacionados con la esrucura económica en la asa de desempleo de largo plazo de un país, como el amaño relaivo del secor manufacurero, el nivel de inegración indusrial, enre oros, o si basa con abrirse al mercado inernacional y emprender políicas que flexibilicen y liberalicen el mercado laboral para resolver el problema. Y dado que los ingresos laborales de la población deerminan en mayor medida la demanda efeciva en un país, es posible que con una adecuada dinámica del mercado laboral se podría generar la demanda que jalone la producción, de modo que a su vez se demande más empleo y el país enre en un círculo viruoso de empleo y crecimieno económico, acompañado de una consecuene reducción de la pobreza y la inequidad en el ingreso. La meodología empleada en el presene rabajo para explicar la dinámica del desempleo en Colombia es la de Vecor de Corrección de Error (VEC), y el análisis se efecúa para el período comprendido enre el rimesre I de 1984 y el rimesre I de Ese rabajo consa de seis secciones, siendo la primera de ellas la presene inroducción. En la sección 2 se presenan unos cuanos anecedenes en la lieraura económica con respeco a las visiones neoliberal y esrucuralisa del desempleo. En la sección 3 se realiza una breve revisión de la relación eórica enre cambio esrucural y el secor manufacurero. La sección 4 coniene resúmenes de algunos rabajos en los que se uilizan los modelos VEC para el análisis del desempleo. La sección 5 coniene el modelo VEC uilizado en el presene rabajo para el análisis del desempleo en Colombia, mosrando desde los primeros pasos para su consrucción hasa el poserior análisis de choques aleaorios. La sección 6 presena algunas conclusiones. 2. Algunos anecedenes en la lieraura En el caso de Colombia, se encuenra que exise una pugna enre dos eorías en paricular, cada una de las cuales ha sido el enfoque dominane en su momeno. Durane las décadas que duró la políica ISI (Indusrialización por Susiución de Imporaciones), el enfoque reinane era el esrucuralisa, defendido por economisas como Wassily Leonief, Alber Hirschman y Raúl Prebisch. Poseriormene, a medida que se fue desmonando dicha políica, se pasó a adopar el enfoque neoliberal que proclamaba el Consenso de Washingon, el cual enía como suseno a la eoría neoclásica. Pero qué es exacamene lo que planea el enfoque neoliberal? Sociedad y Economía No. 20, 2011 pp

4 Saniago Bonilla Cárdenas De acuerdo con Borjas (2002), la eoría neoclásica esablece que el desempleo puede ser básicamene de 3 ipos: desempleo friccional, desempleo esacional y desempleo esrucural. El desempleo friccional no debe generar mayores preocupaciones, ya que es producido porque los rabajadores y las firmas necesian de un iempo para enconrarse muuamene y llegar al maching. El desempleo esacional es predecible para cieros secores de la economía en los que, en deerminado período del año, las empresas expulsan rabajadores por la baja demanda de sus producos en esa emporada. En odo caso, después de que pasa la emporada de desempleo, los rabajadores vuelven a incorporarse a las firmas. El desempleo esrucural, que no debe confundirse con las causas del desempleo que propone el enfoque esrucuralisa propiamene, es aquel que es generado ya sea porque los rabajadores no poseen las calificaciones que buscan las firmas, o porque exise una brecha enre el número de rabajadores buscando empleo y las vacanes que las firmas ofrecen, de manera que el mercado no encuenra el equilibrio porque el salario es rígido y no puede ajusarse hacia abajo. Así, dicho en érminos más precisos, el enfoque neoliberal esablece que la principal causa de que exisa desempleo involunario es el alo grado de inflexibilidad del mercado laboral. De ahí que para disminuir la asa de desempleo es necesario flexibilizar dicho mercado en la mayor medida posible. Así, con el precio correco, se equilibrará el mercado laboral. Opuesos a la anerior visión se encuenran los economisas del enfoque esrucuralisa. Dicho enfoque esablece que el nivel de empleo de un país depende direcamene del nivel de desarrollo esrucural alcanzado por el mismo, y por ende del nivel de diversificación que presene. Leonief (1963) es el primero en enconrar una relación enre la esrucura económica de un país, medida en érminos de la profundización de la mariz insumo-produco de ese, y su nivel de desarrollo económico. Su planeamieno mosraba que a mayor diversificación produciva, mayor era la riqueza del país, y asimismo mayor el nivel de empleo. De igual manera, economisas como Hirschman (1958) y Prebisch (1963) planean que para alcanzar un desarrollo económico exioso, un país debe ir superando progresivamene disinas eapas de desarrollo esrucural, para pasar de ser inicialmene un producor de bienes finales de poca complejidad a ener una esrucura económica ampliamene diversificada con secores producivos compleamene ariculados enre sí, que producen ano bienes finales como bienes de capial de ala complejidad. Para ello, el desarrollo del secor indusrial es fundamenal, pues en ese se presena un gran número de exernalidades relacionadas con la uilización del conocimieno y la adopción y generación de nuevas ecnologías, lo que posibilia que dicho secor se compore como líder en la economía. Los esrucuralisas argumenan que odo ese proceso de desarrollo mencionado implica un gran crecimieno en la demanda de empleo, lo cual foralece la demanda inerna, y a su vez sosiene el crecimieno en la producción nacional, y así sucesivamene. Por lo ano, un escaso nivel de desarrollo de la esrucura produciva de un país no permie que sea uilizada oda la mano de obra disponible en la economía, generando 102 Sociedad y Economía No. 20, 2011 pp

5 Esrucura económica y desempleo en Colombia: un análisis VEC esa siuación un alo nivel de desempleo. De ese modo, los bajos ingresos de los hogares generan una demanda pobre por la producción nacional, llevando eso a que equivocadamene se planeen medidas de flexibilización del mercado laboral, cuando la verdadera causa es de carácer esrucural. Sarmieno (2005) es uno de los economisas que planean que lo anerior es precisamene lo que ha ocurrido en Colombia. Siguiendo Sarmieno, el diagnósico de la rigidez del mercado laboral colombiano llevó a que se omaran medidas que evenualmene deerioraron aun más el mismo. En palabras de Sarmieno: La flexibilidad laboral se manifiesa en una caída del salario que deprime la demanda, limiando la producción y el empleo, que iende a reforzar el efeco sobre la demanda. A menos que se apliquen acciones para ampliar la demanda, la economía iende a seguir en el esado de desempleo en forma indefinida (2005:324) 3. Cambio esrucural y secor manufacurero Denro de la exensa lieraura sobre crecimieno económico exise una variedad de modelos que uilizan el mecanismo del aprendizaje en la prácica, una exernalidad posiiva en la producción que consise en que a medida que las firmas avanzan en sus acividades, su producividad aumena en razón de que dichas acividades permien el perfeccionamieno de la manera en que se lleva a cabo la producción; y si al aprendizaje en la prácica se le da el raamieno de bien público, se iene enonces que esa experiencia aumenadora de la producividad que se genera en cada firma se ransmie, a las demás, grauiamene, generándose así una especie de efeco muliplicador que beneficia al conjuno de la economía y genera crecimieno sosenido. Más aun, a medida que un país se desarrolla de la manera mencionada, Chenery, Robinson y Syrquin (1986) planean que deben ocurrir cieros fenómenos: la elasicidad ingreso de los alimenos debe hacerse menor que uno; eso es, a medida que una economía se desarrolla y su ingreso per cápia aumena, los incremenos porcenuales en la demanda de alimenos deben ser menores que los incremenos porcenuales en el ingreso de los consumidores, lo que se conoce como la Ley de Engel; por ora pare, debe darse una profundización en la mariz insumo produco del país, lo que en oras palabras significa que las indusrias de la economía deben esar cada vez más inegradas enre sí, demandando cada vez más los producos que fabrican a su vez oras indusrias nacionales; finalmene, la composición de su acividad económica debe cambiar a favor de las acividades manufacureras y de servicios. De acuerdo con los auores, odas esas son manifesaciones de lo que denominan cambio esrucural. El Modelo Bisecorial con Aprendizaje en la Prácica en el Secor Producor del Bien de Capial desarrollado por Oriz (2007) incorpora odas las caracerísicas previamene mencionadas. En él se supone que hay dos secores en la economía: el secor producor del bien de consumo y el secor producor del bien de capial. La caracerísica del modelo que genera crecimieno sosenido es que en el secor producor del bien de capial se supone que hay aprendizaje en la prácica. De acuerdo con el auor, Sociedad y Economía No. 20, 2011 pp

6 Saniago Bonilla Cárdenas es posible asociar el secor producor del bien de capial y el aprendizaje en la prácica subyacene en él con el secor manufacurero; dicho planeamieno es comparido por Masuyama (1992), Landes (1998) y Amsden (1989). Enre las razones aducidas se encuenra que el secor manufacurero posibilia más la inroducción de nuevas ecnologías al no depender an direcamene de facores naurales como el secor primario, que es inensivo en ciencia y ecnología, permiiendo un mayor grado de aprendizaje en sus acividades, y que se caraceriza por producir insumos para el reso de la economía, lo cual se relaciona con la profundización insumo-produco de la que hablaba Leonief (1963). Así, dado que el secor manufacurero es aquel en el que se concenra más el fenómeno del aprendizaje en la prácica, el modelo genera una reasignación progresiva del capial desde el secor producor del bien de consumo hacia el secor producor del bien de capial (secor manufacurero), lo que Oriz idenifica como cambio esrucural. Cabe aclarar que es muy facible que el aprendizaje en la prácica se dé ambién en el secor servicios, especialmene en el área de las ecnologías de la información y comunicaciones, pero siguiendo la argumenación esrucuralisa se hará énfasis en el secor manufacurero. En suma, el modelo de Oriz (2007) susena que el amaño del secor manufacurero en relación con el produco oal de la economía es un indicador del desarrollo esrucural de un país, en el senido en que enre más grande sea el secor manufacurero de una economía más se aprovechará el poencial de aprendizaje que ese posee y así se generará mayor crecimieno del produco. No sobra aclarar que es posible que exisan mejores indicadores de cambio esrucural y consecuene aprovechamieno del aprendizaje en la prácica, como sería el ejemplo del gaso en Invesigación y Desarrollo. Sin embargo, esa clase de variables no son fáciles de esimar, más aun con periodicidad rimesral y para períodos no muy recienes. Debido a eso se hace necesario omar el amaño relaivo del secor manufacurero como indicador aproximado. Por oro lado, es un hecho a la luz de la eoría macroeconómica que los movimienos en la producción de un país, es decir, en el PIB, esán asociados con movimienos en la asa de desempleo. Okun (1962) fue uno de los primeros economisas en invesigar dicha relación empíricamene, enconrando un hecho conocido como la Ley de Okun, según la cual un decrecimieno de 1% en la asa de desempleo se asocia con un incremeno del 3% en el produco. Desde el puno de visa eórico, el crecimieno del produco de una economía puede explicarse por cambios en un facor ecnológico, y por acumulación de facores, específicamene capial y rabajo. Por lo ano, se iene que, en mayor o menor medida, los movimienos en el PIB deben esar relacionados con movimienos en el desempleo. De ahí que, eniendo en cuena el modelo de Oriz (2007) y la posición de los economisas esrucuralisas, debe exisir una relación enre el amaño del secor manufacurero, el produco de una economía y los movimienos en el desempleo de la misma. En ese senido, debería ocurrir que las series emporales correspondienes a secor manufacurero, PIB y empleo evolucionan a lo largo del iempo junas. 104 Sociedad y Economía No. 20, 2011 pp

7 Esrucura económica y desempleo en Colombia: un análisis VEC 4. Modelos VEC en el esudio del desempleo El ejercicio de analizar movimienos conjunos del desempleo y oras variables macroeconómicas se ha llevado a cabo en varios rabajos a nivel inernacional. Tales rabajos emplean una meodología de series de iempo que resula de gran uilidad, conocida como modelos de Vecor de Corrección de Error (VEC, por sus iniciales en inglés). La caracerísica principal de dichos modelos es que emplean un conjuno de series que no son esacionarias, pero que ienen el mismo orden de inegración; eso permie realizar pruebas de coinegración para deerminar si exisen relaciones de largo plazo enre ales variables, caso en el cual se puede consruir el modelo VEC y llevar a cabo cieros análisis que permien exraer información muy valiosa de las series de iempo. Enre ales rabajos se encuenran los de Brüggeman (2006) para Alemania, Mayes y Vilmunen (1999) para Finlandia y Nueva Zelanda, Kiov, Kiov y Dolinskaya (2007) para Francia, y López y Misas (2006) para Colombia. En su rabajo, Brüggeman (2006) uiliza un modelo VEC esrucural para enconrar las fuenes de variación del desempleo en Alemania. El auor encuenra que exise una relación de largo plazo enre los salarios reales, la producividad (medida como la diferencia enre los logarimos de PIB y número de empleados) y el desempleo. Poseriormene, emplea análisis impulso respuesa, descomposición de varianza en el error de predicción y descomposiciones hisóricas para analizar los efecos y la imporancia de los choques esrucurales en las variables usadas sobre el desempleo en Alemania. Su rabajo concluye que no hay un solo facor en paricular que influya sobre el desempleo, sino que es una mezcla de choques en la producividad, demanda laboral y ofera laboral, lo que deermina su comporamieno. Para Finlandia y Nueva Zelanda, Mayes y Vilmunen (1999) uilizan la relación de largo plazo exisene enre salarios, desempleo, sock de capial y érminos de inercambio para consruir modelos VEC, con los cuales analizan las respuesas de ales variables ane choques aleaorios en ellas. Adicionalmene, exraen información sobre la velocidad con que convergen las variables examinadas al equilibrio de largo plazo. Kiov, Kiov y Dolinskaya (2007) encuenran la exisencia de una relación de coinegración enre la inflación, el desempleo y la asa de cambio en la fuerza laboral para Francia enre 1973 y 2004, concenrándose en los aspecos esadísicos que permien llegar a al conclusión, sin enrar a uilizar análisis impulso respuesa para evaluar los efecos de choques aleaorios sobre las variables. López y Misas (2006) emplean una meodología similar a la de Brüggeman (2006) para indagar las fuenes de desempleo en Colombia. En su rabajo, uilizan un modelo VEC esrucural que describe una relación de coinegración enre producividad, desempleo, salarios reales e índice de asa de cambio real. Mediane análisis impulso respuesa y descomposición de varianza, encuenran que los choques ecnológicos y de ofera laboral son imporanes en el coro plazo, mienras que en el largo plazo el desempleo es afecado por una mezcla de choques ecnológicos, de demanda y ofera Sociedad y Economía No. 20, 2011 pp

8 Saniago Bonilla Cárdenas laboral, y exernos, siendo los choques en fijación de salarios de baja imporancia para explicar al desempleo. Lo que debe noarse es que en la mayoría de los rabajos que uilizan el concepo de coinegración y los modelos de Vecor de Corrección de Error para el análisis del desempleo, se suele incluir las variables de desempleados, PIB, salario real y ofera laboral, dado que siempre se encuenra que exisen movimienos conjunos en ales variables; en ese senido, el presene rabajo iene en cuena ales variables. Pero dado que el inerés yace en evaluar si se cumple lo dicho por la eoría esrucuralisa con respeco a la relación enre esrucura económica y desempleo en una economía, se incorpora una variable adicional al sisema, que es la paricipación del secor manufacurero en el PIB; se espera que esa variable capure en mayor o menor medida el grado de desarrollo esrucural de la economía colombiana, y mediane el empleo de la meodología VEC se logre enconrar si al variable iene imporancia en la deerminación del desempleo. 5. El modelo VEC 5.1 Los daos Para el presene rabajo se uilizaron las siguienes series de iempo: salario mínimo real de consumo (W/P), produco inerno bruo real (PIB), paricipación del secor manufacurero en el PIB (S2), número de desempleados (DES) y población económicamene aciva (PEA) en las 7 principales ciudades de Colombia. Todas se encuenran en logarimos naurales y corresponden a daos rimesrales, que abarcan el período enre el primer rimesre de 1984 y el primer rimesre de La razón para que el período de análisis no llegue hasa la fecha acual es que los daos uilizados sobre desempleados y población económicamene aciva corresponden a encuesas realizadas para 7 principales áreas meropolianas de Colombia en el período Desde el 2004 hasa la fecha acual es posible conseguir daos rimesrales sobre mercado laboral de la Encuesa Inegrada de Hogares, pero esos corresponden a 13 áreas meropolianas. Así, aun eniendo en cuena que se dieron cambios en la meodología para el cálculo de muchas variables enre 1984 y 2004, se decidió que no sería consisene mezclar los daos más acuales, correspondienes a 13 áreas meropolianas, con el período , que corresponde a 7 áreas meropolianas de Colombia. Las series de desempleados y población económicamene aciva se obuvieron del DNP ( con base en DANE ( Igualmene, PIB real y PIB manufacurero real se enconraron en el DNP, con base en DANE, y corresponden a series sin desesacionalizar. Las series de salario mínimo e índice de precios al consumidor se omaron del Banco de la República ( Se escogió el salario mínimo real porque es facible pensar en dicha variable como un indicador del reso de salarios de la economía en el senido en que los demás salarios suelen evolucionar alrededor del salario mínimo. De ese modo, se uilizará el salario mínimo real en ese rabajo a manera de indicador de los cosos laborales 106 Sociedad y Economía No. 20, 2011 pp

9 Esrucura económica y desempleo en Colombia: un análisis VEC para los empresarios y, por ende, como una variable que incide sobre el nivel de desempleo en la economía. Cabe aclarar que podría resular más adecuado uilizar una serie de salario medio real rimesral, pero al momeno de realizar el presene rabajo no fue posible acceder a al información. Además, no puede negarse que, si bien el salario mínimo es gran deerminane del empleo no calificado, se iene que el empleo calificado presena gran heerogeneidad en cuano a salarios y eso ambién debería ser enido en cuena. En odo caso, puede pensarse en la serie de salario mínimo real como un insrumeno que refleja de manera aproximada la evolución de odos los salarios en Colombia. Asimismo, sería ineresane en esudios poseriores ener en cuena la heerogeneidad del empleo en cuano a calificación, para realizar la conrasación empírica. El PIB real, por su pare, mide el nivel de acividad económica del país, que es un facor que influye, al iempo que es influido, por la fuerza laboral empleada. La PEA es una variable macroeconómica que refleja la ofera laboral en un momeno del iempo, la cual se ve afecada por el nivel de desempleo y acividad económica; piénsese en un hogar en el que el jefe del mismo no logra enconrar empleo porque se presena un bajo nivel de acividad económica, y no será difícil suponer que más miembros del hogar empezarán a buscar empleo, lo que aumenará la ofera laboral. El número de personas desempleadas es el objeo de esudio de ese rabajo. Se uilizó en lugar de la asa de desempleo debido a que esa úlima es una variable esacionaria y, como se explicará más adelane, en los modelos VEC no se emplean variables de ese ipo. Finalmene, el amaño relaivo del secor manufacurero es, como se explicó aneriormene, un indicador del desarrollo esrucural de la economía. Con esa variable se esperaba verificar la esis de la eoría esrucuralisa, según la cual esa variable iene una imporane incidencia sobre el nivel de empleo en una economía. Como se aprecia en el Gráfico No. 1, las series W/P, PIB y PEA exhiben un comporamieno creciene durane odo el período de análisis. El número de desempleados, por su pare, muesra un comporamieno más o menos esable desde el inicio del período de análisis hasa el ercer rimesre de 1994, a parir del cual comienza a crecer fueremene hasa alcanzar su puno más alo en el ercer rimesre del año Finalmene, la serie de paricipación del secor manufacurero flucúa con basane variabilidad alrededor de un nivel enre el inicio del período de análisis y 1993, año después del cual sufre una fuere caída, llegando a su puno más bajo en 1999, para luego subir y empezar a flucuar alrededor de un nivel menor que el del inicio. Sociedad y Economía No. 20, 2011 pp

10 Saniago Bonilla Cárdenas Gráfico No.1: Colombia, ( ). Salario mínimo real, PIB real, paricipación secor manufacurero, número de desempleados, población económicamene aciva. WP PIB 11,6 16,9 11,2 16,8 10,8 16,7 10,4 10,0 9,6 16,6 16,5 16,4 16,3 9,2 16,2 8, , S2 DES , , , ,8 13,6 13,4 13, , , PEA 15,9 15,8 15,7 15,6 15,5 15,4 15,3 15,2 15, Fuene: DNP, DANE, Banco de la República y elaboración propia. Es claro, a parir de un análisis visual, que ninguna de las series analizadas parece ser esacionaria. Sin embargo, un puno clave para la presene invesigación era indagar si dichas series se encuenran coinegradas, es decir, poseen el mismo orden de inegración. En al caso, sería posible aplicar el modelo VEC. Si bien ese concepo se aclara poseriormene, el paso siguiene consisió en aplicar un es esadísico 2 que permiiera concluir con respeco al orden de inegración de las series. 2 A menos que se especifique ora cosa, el sofware uilizado en ese rabajo para el análisis de daos fue EViews Sociedad y Economía No. 20, 2011 pp

11 Esrucura económica y desempleo en Colombia: un análisis VEC 5.2 Tes de raíz uniaria Cuando se van a uilizar procedimienos esándar de inferencia, es necesario uilizar series de iempo que sean esacionarias, es decir, series cuya media y auocovarianzas no dependan del iempo. Una herramiena formal para concluir si una serie cumple la condición de esacionariedad es lo que se conoce como es de raíz uniaria, el cual calcula un esadísico de prueba para conrasar la exisencia o no de raíz uniaria de la serie en niveles, en primeras o en segundas diferencias. De acuerdo con la eoría, una serie es esacionaria si no posee raíz uniaria. Eso es, si enemos un proceso auorregresivo de orden 1, y = a0 + a1 y 1 + e (1) donde el érmino de error e es ruido blanco, o sea de media cero y varianza consane, enonces el coeficiene a 1 debe ser menor que 1 en valor absoluo. Esa condición, cuya generalización para procesos auorregresivos de orden mayor es que las raíces caracerísicas del polinomio de reardo se encuenren denro del círculo uniario, garaniza que la serie sea esable a lo largo del iempo y se pueda hacer predicción sobre la misma. Sin embargo, dado que el inerés del presene rabajo era deerminar si las variables ya mencionadas se enconraban coinegradas, era necesario verificar que ales series poseyeran el mismo orden de inegración. Recuérdese que el orden de inegración de una serie es el número de raíces uniarias que esa posee. Y dado que un procedimieno para converir una serie no esacionaria en una esacionaria es la diferenciación de la misma, se iene que el orden de inegración es ambién el número de veces que se requiere diferenciar una serie para volverla esacionaria. Así, si por ejemplo se iene el proceso AR(1) de la ecuación (1) y se encuenra que dicha serie iene una sola raíz uniaria, enonces a cada observación se le resa la observación del período inmediaamene anerior, y se uiliza la nueva serie en primeras diferencias como un proceso esacionario. En suma, se requería emplear un es de raíz uniaria para deerminar si las variables uilizadas en el presene rabajo son no esacionarias, y en al caso, si ienen el mismo orden de inegración. Sólo en al caso se podría coninuar con el siguiene paso, que es el es de coinegración. En primera insancia, se realizó el es de raíz uniaria de Dickey-Fuller Aumenado para la serie de salario mínimo real en niveles. Se incluyó en la ecuación de prueba una consane como variable exógena; en caso de incluirse ambién el érmino de endencia, el resulado se manuvo. Especificando un máximo de 11 rezagos, se empleó el Crierio de Información de Schwarz para seleccionar el número de rezagos a incluir en la ecuación de prueba, que en ese caso resularon ser 4. Se obuvo un esadísico- de prueba de , que claramene se encuenra denro de la zona de no rechazo de la hipóesis nula. Por lo ano, se concluyó que no era posible rechazar la hipóesis nula de raíz uniaria para la serie W/P en niveles. De igual forma, se realizó el es Dickey-Fuller Aumenado para las demás series en niveles, con las mismas especificaciones en cuano a consane como variable exógena Sociedad y Economía No. 20, 2011 pp

12 Saniago Bonilla Cárdenas y Crierio de Información Schwarz para selección de número de rezagos. Los resulados se muesran en la Tabla No. 1. Como se puede apreciar, en odas las series el esadísico cayó por denro de la zona de no rechazo de H 0, por lo cual no se rechazó la hipóesis nula de que odas las variables en niveles ienen raíz uniaria. Tabla No.1: Pruebas de raíz uniaria, series en niveles. Tes de Dickey-Fuller Aumenado Serie Rezagos incluidos -esadísico de prueba Valor críico al 10% P-valor Rechazar H 0 al 10% W/P No PIB No S No DES No PEA No Fuene: elaboración propia. Luego de concluir que ninguna de las series en niveles es esacionaria, se procedió a realizar el es de raíz uniaria sobre las series en primeras diferencias. Los resulados del es de Dickey-Fuller aumenado sobre las series en primeras diferencias se muesran en la Tabla No. 2, una vez más bajo las mismas especificaciones en cuano a consane como variable exógena y Crierio de Información Schwarz para número de rezagos incluidos. Tabla No. 2: Pruebas de raíz uniaria, series en primeras diferencias. Tes de Dickey-Fuller Aumenado Serie Rezagos incluidos -esadísico de prueba P-valor Rechazar H 0 al 1% Rechazar H 0 al 5% Rechazar H 0 al 10% (W/P) No No Sí (PIB) No Sí Sí (S2) Sí Sí Sí (DES) No Sí Sí (PEA) Sí Sí Sí Fuene: elaboración propia. Para odas las series en primeras diferencias se pudo rechazar la hipóesis nula de raíz uniaria a un nivel de significaividad del 10%. De hecho, excepuando la serie (W/P), se pudo efecuar el rechazo de H 0 al 5% para odas la demás. Por ese moivo, se aplicó adicionalmene el es de raíz uniaria Phillips-Perron a la serie W/P en niveles y en primeras 110 Sociedad y Economía No. 20, 2011 pp

13 Esrucura económica y desempleo en Colombia: un análisis VEC diferencias. Una vez más, para la serie en niveles no se pudo rechazar H 0 de raíz uniaria (pvalor=0.9815), mienras que en primeras diferencias se rechazó H 0 al 1% (p-valor=0.0001). Un dealle más que se uvo en cuena fue la posible exisencia de quiebre esrucural en algunas de las series. En paricular, no sería exraño pensar, y el análisis visual así lo sugiere, que las series S2 y DES podrían haber experimenado un quiebre esrucural durane el período de análisis. De haber ocurrido, los ess aplicados de raíz uniaria, que no lo ienen en cuena, esarían llevando a conclusiones equivocadas. Por esa razón, se aplicó un es de raíz uniaria con quiebre esrucural 3 a las series S2 y DES, como el propueso por Saikkonen y Lükepohl (2000). Los resulados se muesran en la Tabla No. 3. El es permie enconrar endógenamene una posible fecha de quiebre, y con base en esa se realiza la prueba. Para ambas series se permiieron ambién dummies esacionales. En ambos casos no fue posible rechazar Ho de raíz uniaria en la series en niveles. Tabla No. 3: Pruebas de raíz uniaria con quiebre esrucural Serie Rezagos incluidos Fecha sugerida de quiebre esrucural Valor esadísico de prueba Valor críico de Lanne e al. (2002) al 10% Rechazar H 0 al 10% S Q No DES Q No Fuene: elaboración propia. Se concluyó enonces que al diferenciar una sola vez cada una de las series uilizadas, esas se vuelven esacionarias, es decir, las series W/P, PIB, S2, DES y PEA son inegradas de orden 1. De ahí se abre la ineresane posibilidad de uilizar la herramiena de la coinegración, que es lo que se dealla en el siguiene aparado. 5.3 Tes de coinegración Uno de los hallazgos más imporanes en el área de la economería de series de iempo es el hecho de que pueden exisir variables macroeconómicas que no son esacionarias pero cuya combinación lineal sí lo es. Eso significa que dichas variables se mueven alrededor de una relación de equilibrio de largo plazo que es, por supueso, esacionaria. En al caso, se dice que las variables en cuesión esán coinegradas, y la combinación lineal esacionaria se denomina ecuación de coinegración. En el presene caso, se iene que las variables de inerés se encuenran conenidas en el vecor Y Y = ( ) DES, PEA, PIB, S2, W / P (2) Su equilibrio de largo plazo, o ecuación de coinegración, será b Y = b DES + b PEA + b PIB + b S + b W / P 0 (3) = 3 Para dicho es, se uilizó el sofware JMulTi. Sociedad y Economía No. 20, 2011 pp

14 Saniago Bonilla Cárdenas donde ( ) = b b, b, b, b 0 b (4) 1, es el vecor de coinegración. Nóese que no se incluye la opción rivial en que dicho vecor es cero. De acuerdo con Lükepohl (2005), si bien (3) puede no saisfacerse en algún período en paricular, lo que sí se endrá es que Y = b z (5) donde z es una variable esocásica que represena las desviaciones del equilibrio de largo plazo. Dado lo anerior, resula correco asumir que z es una variable esacionaria. De esa manera, se había enconrado en el aparado anerior que las variables del vecor Y son inegradas de orden 1. Por ende, era necesario correr un es de coinegración para deerminar si exise ese vecor b descrio en (4), eso es, si las variables del presene rabajo esán coinegradas. Cabe resalar que puede exisir más de una relación de coinegración. En al caso, se endría que exisen r combinaciones lineales de las variables en el vecor Y con las que se obienen series esacionarias, y se diría que el rango de coinegración de Y es igual a r. La prueba de coinegración que se llevó a cabo es el Tes de Johansen. Dado que la disribución asinóica del esadísico de razón de verosimiliud de dicha prueba depende del supueso que se haga con respeco a la presencia de inercepo y endencia deerminísica en la ecuación de coinegración, fue necesario especificar dicha caracerísica previo a la implemenación del Tes de Johansen. Para ilusrar mejor eso, considérese un VAR de orden p Y = A1 Y ApY p + e (6) donde Y es un vecor de k variables inegradas de orden 1, y e es un vecor de innovaciones. Se puede reescribir el VAR como p Γi Y i + i= 1 Y = Y e (7) donde Π = p i= 1 A i I k y Γ = p i A j j= i+ 1 De acuerdo con el eorema de represenación de Granger, si la mariz de coeficienes Π iene rango reducido r < k, enonces exisen marices α y b de dimensión k r, cada una de rango r, ales que Π = α b y b Y es esacionario. Como se había dicho, b es el vecor de coinegración y r es el número de relaciones de coinegración, o rango de coinegración. Más adelane, se explicará qué es la mariz α. El hecho es que el Tes de Johansen esima la mariz Π a parir de un VAR sin resricciones, para luego probar las hipóesis nulas correspondienes al rango reducido de dicha mariz. En oras palabras, el Tes de Johansen deermina cuál es el rango de coinegración de un vecor de variables I(1). Nóese que en (7) aparecen en el lado derecho de la ecuación unos érminos que corresponden a rezagos del vecor de variables en diferencias. Dichos érminos esán por fuera 112 Sociedad y Economía No. 20, 2011 pp

15 Esrucura económica y desempleo en Colombia: un análisis VEC de la ecuación de inegración, y es necesario proporcionar la información de cuános de ales rezagos se uilizarán anes de emplear el es. Para ello, se corrió un modelo VAR (2) de las variables en diferencias. Poseriormene, se uilizaron disinos crierios de selección de rezagos para deerminar cuános érminos de VAR en diferencias se debían incluir en el modelo. El sofware uilizado proporciona los valores de los crierios de razón de verosimiliud (LR), error de predicción final (FPE), Akaike (AIC), Schwarz (SC), y Hannan-Quinn (HQ). El es se llevó a cabo especificando un máximo posible de 10 rezagos. Mienras que con base en el crierio de Akaike se sugirió incluir 10 rezagos, los crierios LR, FPE, SC y HQ indicaron que se debía incluir 4 rezagos para el VAR en diferencias. Por ano, 4 es el número de rezagos que se emplearon en el es de coinegración. Para el presene rabajo se asumió endencia lineal en los daos, e inercepo en la ecuación de coinegración. Eso es, se supuso que la ecuación de coinegración no presena endencia. Especificando adicionalmene los 4 rezagos para los érminos en diferencias por fuera de la ecuación de inegración, se corrió el Tes de Johansen. El resulado se muesra en la Tabla No. 4. Número de ecuaciones de coinegración bajo Ho Tabla No. 4: Tes de Coinegración de Johansen Valor propio Tes de rango de coinegración no resringido de la Traza Esadísico de la Traza Valor críico 0.05 P-valor de MacKinnon- Haug-Michelis (1999) Ninguna A lo más A lo más A lo más A lo más Número de ecuaciones de coinegración bajo Ho Valor propio Tes de rango de coinegración no resringido del Máximo Valor Propio Esadísico de Max. Valor Propio Valor críico 0.05 P-valor de MacKinnon- Haug-Michelis (1999) Ninguna A lo más A lo más A lo más A lo más Observaciones incluidas: 76 (después de ajuses) Inervalo de rezagos (en primeras diferencias): 1 a 4 Fuene: elaboración propia. Sociedad y Economía No. 20, 2011 pp

16 Saniago Bonilla Cárdenas Como se aprecia, el es de la raza rechazó con un nivel de significaividad del 5% la exisencia de cero ecuaciones de coinegración. Al mismo iempo, no fue posible rechazar las hipóesis nulas que imponen máximo 1, 2, 3 y 4 relaciones de coinegración. Por lo ano, el es de la raza indicó que exise una ecuación de coinegración para las variables uilizadas en el presene rabajo. Por su pare, el es del máximo valor propio permiió concluir lo mismo. De acuerdo con el Tes de Coinegración de Johansen, el rango de coinegración de las variables analizadas es r = 1 bajo la especificación de inercepo en la ecuación de coinegración, endencia lineal en los daos y 4 rezagos en los érminos VAR en diferencias. Con esa información se procedió a esimar el modelo de Vecor de Corrección de Error (VEC). 5.4 Vecor de Corrección de Error Como se había mencionado aneriormene, los modelos VEC se diferencian de los VAR en que emplean variables no esacionarias, y en ese senido es capaz de capar elemenos de gran imporancia en el análisis de series de iempo económicas. La razón principal para uilizar VEC en el presene rabajo es que, de acuerdo con la eoría brevemene expuesa en aparados aneriores, se sugiere que exise una relación de largo plazo enre las variables de salario real, secor manufacurero, produco, desempleo y ofera laboral. Puede pensarse en eso como una ecuación de equilibrio en el mercado laboral en la que inervienen las variables mencionadas. Así, el hecho de que se haya enconrado en los aparados aneriores que dichas variables presenan el mismo orden de inegración, y que exise una ecuación de coinegración enre ellas, permie concluir que dicha relación de largo plazo exise, y que es posible esimar un modelo de corrección de error que describa el comporamieno de dichas variables a lo largo del iempo. Recordando el aparado anerior, se iene que la forma general de un VEC es la que mosraba la ecuación (7). Si se reemplaza la mariz Π por su expresión equivalene, se iene p 1 Y = α b Y + Γ Y e (8) 1 i i + i= 1 Si se aplica dicha represenación a las variables en paricular que se analizan en el presene rabajo, se iene el siguiene VEC(4). Los érminos correspondienes al inercepo en la ecuación de coinegración y endencia en los daos se obvian, dado que su imporancia radica en el ajuse del modelo y no ano en la inerpreación analíica: DES PEA PIB S2 ( W P) α1 α 2 = α 3 α 4 α 5 DES PEA ( b ) 1 b 2 b 3 b 4 b 5 PIB 1 + Γ1 PIB 1 + Γ2 PIB 2 S2 ( ) ( ) ( ) 1 S2 1 S2 2 W P W P W P DES PEA DES PEA Sociedad y Economía No. 20, 2011 pp

17 Esrucura económica y desempleo en Colombia: un análisis VEC DES PEA + Γ 3 PIB S Γ e 1 e 2 + e 3 e 5 ( ) ( ) W P W P e 3 4 DES PEA PIB S (9) donde Γ i, con i =1,2,3, 4 es una mariz 5 5. La expresión (9) resula muy ilusraiva para explicar de qué consise el modelo VEC(4) que se esimó. Del lado izquierdo, se iene el vecor de variables del sisema en diferencias en el momeno, eso es, el resulado de resar el valor de cada variable en el período 1 de su valor en. Del lado derecho, se encuenra un vecor α de dimensión 5 1, el cual muliplica al vecor de coinegración b, y finalmene al vecor de variables en niveles en el período 1. El resulado de muliplicar el vecor b por el vecor de variables en niveles en el momeno 1 es una combinación lineal de dichas variables que, en el largo plazo, debe ser igual a cero. En oras palabras, la combinación lineal que se obiene de muliplicar el vecor de coinegración por el vecor de variables debe ser esacionaria, como se había explicado aneriormene. Sin embargo, eso puede no cumplirse en el coro plazo. En al caso, ese vecor α, que se denomina facor loading vecor y cuyos componenes se inerprean como coeficienes de velocidad de ajuse, muliplica ese desequilibrio de coro plazo enre las variables del sisema y se lo ransmie a cada una de ellas, de al forma que los cambios en las variables para el siguiene período dependerán de su desequilibrio en el período anerior. Es por ese moivo que a odo el érmino α b Y 1 se le conoce como érmino de corrección de error ; como su nombre lo indica, ese érmino corrige los desequilibrios de coro plazo que puedan exisir enre las variables, para que en el largo plazo la combinación lineal dada por el vecor de coinegración sea esacionaria. Los demás érminos del lado derecho de (9) muesran cómo el comporamieno de cada una de las variables del sisema ambién se ve afecado por las variaciones en períodos pasados de odas las variables, es decir, corresponden a la pare de VAR en diferencias. Como ya se explicó, en el presene rabajo se uilizaron 4 rezagos correspondienes a dicho VAR en diferencias. Finalmene, se iene el vecor de errores del modelo VEC, cuyo comporamieno se asume ruido blanco, es decir, de media cero y varianza consane. Una caracerísica ineresane del vecor α, es que los valores de sus coeficienes pueden indicar la exisencia de exogeneidad débil de algunas de las variables. Resula evidene que odas las variables que se incluyen en un modelo VEC son endógenas, ya que el comporamieno de cada una se ve afecado por sí misma y por el reso de las variables. Sin embargo, si por ejemplo en (9) se uviese que el valor de α 2 es muy cercano a cero, eso significaría que la variable PEA responde muy lenamene ane Sociedad y Economía No. 20, 2011 pp

18 Saniago Bonilla Cárdenas desequilibrios de coro plazo en el sisema de variables. Así, dado que su velocidad de ajuse es muy baja, se diría que al variable es débilmene exógena. Ahora bien, se procedió a correr el modelo VEC para las variables ya mencionadas, suponiendo inercepo en la ecuación de coinegración y endencia en los daos, con rango de coinegración r = 1 de acuerdo con el Tes de Johansen, y con 4 rezagos para los érminos VAR en diferencias. Es común enconrar en las aplicaciones empíricas de modelos VEC que un gran número de los coeficienes de las marices Γ i resulan ser no significaivos. Además, el inerés de implemenar ales modelos recae direcamene sobre la pare del vecor de coinegración y el vecor de velocidades de ajuse. Por al razón, los coeficienes de las marices Γ i no se muesran en la represenación maricial del modelo esimado. Los resulados de la esimación del modelo VEC se exhiben en la Tabla No. 5. Tabla No. 5: Resulados del modelo VEC esimado Variables del sisema ( DES ) ( PEA ) ( PIB ) ( S 2) ( W P) Componenes del vecor de coinegración esimado bˆ Componenes del vecor de velocidades de ajuse esimado αˆ (0.0730) [ ] (1.1401) [2.3196] (0.0151) [ ] (0.6994) [6.3756] (0.0188) [ ] Observaciones incluidas: 76 después de ajuses Errores esándar en () T-esadísicos en [] Fuene: elaboración propia (0.8562) [4.4642] (0.0222) [ ] (0.4516) [ ] (0.0150) [ ] Como se aprecia, odos los coeficienes del vecor de coinegración fueron significaivos al 1%, con excepción del coeficiene de la variable PEA, que resuló significaivo al 5%. El vecor de coinegración esimado fue ˆ b = (10) ( ) Nóese que dicho vecor ha sido normalizado para que el primer coeficiene sea igual a uno. Con el ordenamieno del vecor de variables coinegradas dado en (9), se iene que el equilibrio de largo plazo del sisema puede represenarse como DES PEA PIB S ( W P) = 0 (11) + Eso es, la combinación lineal dada por (11) es una serie esacionaria. 116 Sociedad y Economía No. 20, 2011 pp

19 Esrucura económica y desempleo en Colombia: un análisis VEC Reemplazando los valores esimados, se puede reescribir el modelo VEC de forma maricial como se muesra a coninuación DES PEA PIB = S ( W P) ( DES ( PEA) ( PIB) ( S2) ( W P) ) 1 e1 e Γi Y i e3 i= 1 (12) e4 e5 Con respeco al vecor α esimado de velocidades de ajuse, puede verse que el coeficiene correspondiene a la variable PEA no resuló esadísicamene significaivo, por lo cual, de acuerdo con los daos empleados, se sugiere que la población económicamene aciva es débilmene exógena en el sisema de variables analizado. Por su pare, el coeficiene asociado a la velocidad de ajuse del salario mínimo real sólo fue significaivo al 10%. De ese modo, es posible reescribir el vecor α esimado como ˆ α = ( ) En al caso, se iene que la variable asociada a la ofera laboral en el modelo no responde ane desequilibrios de coro plazo en el sisema de variables, sino únicamene ane algunos érminos del VAR (4) en diferencias. De acuerdo con la esimación, la variable que más rápido responde ane desequilibrios de coro plazo es el número de desempleados, convergiendo más velozmene al equilibrio de largo plazo que el reso de las variables. Ahora bien, se puede reescribir la ecuación (11) como: DES = PEA PIB S ( W P) (13) De ese modo, pueden inerprearse los coeficienes del vecor de coinegración esimado como elasicidades, dado que odas las variables se encuenran expresadas en logarimos. Así, por ejemplo, se iene que un incremeno en la variable PIB iene un efeco direco negaivo sobre el número de desempleados. Sin embargo, se debe ser cuidadoso. Como explica Lükepohl (2005), uno puede senirse enado a inerprear el coeficiene asociado al PIB como que ane un aumeno de 1% en el PIB, el nú- Sociedad y Economía No. 20, 2011 pp

20 Saniago Bonilla Cárdenas mero de desempleados disminuye en un %. Tal inerpreación sería errónea, ya que ignora las demás relaciones que exise enre odas las variables del VEC. Por al moivo, la herramiena más úil para formarse una idea del efeco de una variable del sisema sobre ora es el análisis impulso-respuesa. 5.5 Impulso Respuesa Como se mencionaba, las funciones de impulso respuesa sirven para visualizar de mejor manera las relaciones enre las variables. Tales funciones ilusran el efeco que iene un choque aleaorio en una de las variables sobre el reso de las variables del sisema. En el caso de los modelos VAR(p), que usan variables esacionarias, se iene que exise una represenación MA del modelo en érminos de las secuencias de errores del mismo, a parir de la cual se deriva la función impulso-respuesa del sisema. Los modelos VEC, por esar compuesos por variables no esacionarias, no ienen represenación MA válida. Sin embargo, sí es posible consruir una represenación de las variables en érminos de los errores de predicción de ellas. De acuerdo con Lükepohl (2005), ambos ipos de impulso-respuesa son similares, con diferencias en la escala. Vale la pena recordar que en procesos esacionarios las respuesas de las variables ane choques aleaorios deben decaer a lo largo del iempo, de modo que ienden a cero cuando. En el caso de variables no esacionarias, como las que se manejan en el presene modelo, eso no iene que cumplirse necesariamene. Así, el efeco de un choque sobre una de las variables podrá no decaer asinóicamene, sino que se manendrá a lo largo del iempo. Dado que el inerés del presene rabajo recae sobre la variable del número de desempleados, se presenan los gráficos de respuesa de la variable DES ane un impulso (shock aleaorio) en las variables DES, PEA, PIB, S2, ( W P). Se uilizaron impulsos respuesa orogonalizados consruidos a parir de una innovación de una desviación esándar en el modelo ransformado, y el horizone empleado fue de 20 períodos. Eso es, se muesran las respuesas de la variable DES en un horizone de cinco años poseriores al shock. Los inervalos de confianza de las funciones impulso respuesa se consruyeron a parir del méodo boosrapping de percenil de Hall 4, a parir de 1000 replicaciones y con un nivel de confianza del 90%. En el Gráfico No. 2 se muesra la respuesa del número de desempleados ane choques en las variables DES, PEA, PIB, S2, ( W P). Como era de esperarse, la respuesa más fuere en el número de desempleados se obiene para un choque aleaorio en la propia variable DES. Por su pare, un choque de ofera laboral iene el efeco de reducir el número de desempleados enre uno y cuaro años después del impulso inicial. Un choque ecnológico reduce el número de desempleados en el segundo rimesre poserior al shock inicial; luego, el efeco resula nulo hasa llegar al sexo rimesre, cuando vuelve a darse una disminución en los desempleados como consecuencia del choque inicial. De allí en adelane, el efeco se vuelve no significaivo. 4 En ese paso, se usó JMulTi. 118 Sociedad y Economía No. 20, 2011 pp