TAMAÑO EMPRESARIAL Y DISTRIBUCIÓN DE LOS SALARIOS



TAMAÑO EMPRESARIAL Y DISTRIBUCIÓN DE LOS SALARIOS. EVIDENCIA PARA ESPAÑA

Mayssun El-Attar (1)

Enrique López-Bazo (1) (2)

(1) Grupo de Investigación AQR

Universitat de Barcelona y Parc Científic de Barcelona

Avda Diagonal 690, 08034 Barcelona

Tel: + 34 93 4021010 FAX: +34 93 4021821

Email: mayssun@eco.ub.es, elopez@ub.edu

(2) Fundación centrA

Abstract: La evidencia empírica disponible para un amplio conjunto de economías, entre las que se incluye la española, sugiere de forma casi unánime la existencia de lo que se ha dado en llamar como efecto salario-tamaño. La existencia de dicho efecto implica que el tamaño empresarial condiciona la distribución de los salarios. Este trabajo pretende contribuir al conocimiento de los motivos que explican la existencia de una prima salarial creciente con el tamaño de la empresa empleadora, prestando especial atención a las diferencias en las características de los trabajadores pero también controlando por factores propios de la actividad productiva realizada por la empresa. El análisis empírico, que toma como información la muestra contenida en la Encuesta de Estructura Salarial del INE, utiliza la idea de la descomposición de Blinder-Oaxaca en un contexto no paramétrico, de forma que es posible aislar los efectos que sobre la distribución de los salarios tienen los diferenciales de precios asociados a distintos tamaños empresariales de las características de los trabajadores y de la empresa.

Palabras clave: Diferencias salariales, tamaño empresarial, descomposición de Oaxaca, análisis no-paramétrico

1. Introducción

Los economistas han mostrado un gran interés por la influencia del tamaño de la empresa en los salarios. La relación positiva entre salarios y el tamaño de la empresa fue puesta en evidencia por Moore (1911) y posteriormente ha sido confirmada por estudios de diversos autores en diferentes economías teniendo en cuenta una gran variedad de sectores y ocupaciones.

A pesar de décadas de investigación y análisis, no existe una explicación concluyente que justifique la relación positiva entre salarios y tamaño de la empresa. Brown y Medoff (1989) y Troske (1999) consideran diversas hipótesis basadas en la calidad de los trabajadores y en las condiciones laborales, pero sólo encuentran evidencia empírica que apoye a algunas de ellas. Después de controlar por diferentes características de los trabajadores, como la edad, el género, la raza, el estado civil, la pertenencia a sindicados, sectores y ocupación, aún queda sin explicar una gran parte del efecto salario-tamaño.

Una justificación para este éxito limitado a la hora de explicar la relación positiva entre salario y tamaño se puede encontrar en las limitaciones de las bases de datos utilizadas. Mientras la mayoría de las premisas teóricas para explicar el efecto salario-tamaño se basan en el emparejamiento de empleados y empleadores como fuerza básica detrás de este proceso, la mayoría de los trabajos empíricos disponibles han utilizado datos referidos a trabajadores que contienen poca o ninguna información sobre sus empleadores, o datos para empresas o establecimientos casi sin información sobre las características de los trabajadores. No obstante, en los últimos años han aparecido en la literatura trabajos que utilizan bases de datos con información de los empleados y de los empleadores. La disponibilidad de estas bases de datos ha permitido determinar cuál es la importancia de las características de los empleados y de los empleadores en la explicación del efecto salario-tamaño. Abowd et al (1999) encuentran que la heterogeneidad individual de los trabajadores tiene un papel más importante que la heterogeneidad de las empresas en la variación de los salarios entre categorías de tamaño empresarial. Concretamente, según estos autores, las características personales explican el 90% de las diferencias salariales intersectoriales y el 75% del efecto salario-tamaño, mientras que las características del establecimiento explican un porcentaje relativamente bajo de dichas diferencias.

El presente trabajo tiene como objetivo básico la constatación de la existencia de un efecto salario-tamaño para el mercado de trabajo español. Si bien este efecto ha sido ampliamente estudiado y constatado en economías de otros países, la evidencia para la economía española es escasa y parcial. El hecho de que en el mercado español el número de pequeñas empresas sea más significativo que en otros países, proporciona un marco institucional diferente para el análisis de ese efecto. Considerando como referente inicial los trabajos tradicionales en la literatura internacional alrededor del efecto salario-tamaño, este trabajo plantea la aplicación de técnicas que permiten avanzar en el análisis empírico de este efecto. Así, se aplica la descomposición de las diferencias salariales entre trabajadores de empresas de distinto tamaño siguiendo el método de Oaxaca (1973), lo que permite valorar si las diferencias salariales entre empresas de distinto tamaño se deben a características observables o bien al rendimiento de dichas características. Pero además, adaptando una metodología recientemente propuesta en la literatura (DiNardo et al, 1996; Barsky et al, 2001), se estudia de forma novedosa el efecto del tamaño empresarial sobre el conjunto de la distribución de los salarios. Para ello se aplica la estimación no paramétrica de funciones de densidad por el método kernel, tanto para la distribución de salarios de la muestra de trabajadores de la Encuestra de Estructura Salarial de 1995, como para distribuciones contrafactuales, resultado de condicionar la distribución a las características de los trabajadores, de los puestos de trabajo y de las empresas. La comparación de densidades reales y contrafactuales nos permitirá discernir la contribución de las características y de su rendimiento en el conjunto de la distribución salarial en empresas de distinto tamaño.

El resto del trabajo se organiza como sigue. En el apartado 2 se realiza una breve revisión de las diversas hipótesis existentes en la literatura para explicar el efecto del tamaño de la empresa sobre los salarios así como de la evidencia empírica disponible. En el apartado 3 se presenta la base de datos y las variables utilizadas en las estimaciones posteriores. En los apartados 4 y 5 se descompone el diferencial salarial entre trabajadores de distintos grupos en función de las características observables y de las diferencias en el rendimiento de estas características, a través de una aproximación paramétrica y no paramétrica respectivamente. Finalmente, en el apartado 6 se presentan las principales conclusiones.

2. Breve revisión de la literatura

Se han propuesto diversas hipótesis en la literatura para explicar la existencia de una supuesta prima salarial relacionada con la dimensión empresarial, a la vez que contribuciones empíricas se han centrado en constatar su presencia en diversas economías, añadiendo progresivamente sofisticaciones en las técnicas empleadas con el objetivo de acomodarlas a los supuestos teóricos formulados. Para situar el análisis que realizamos en las posteriores secciones de este trabajo, a continuación vamos a exponer brevemente las principales hipótesis formuladas para tratar de explicar por qué las empresas de mayor tamaño tienden a pagar un mayor salario a un trabajador en relación al que el mismo trabajador percibiría en una empresa de menor dimensión[1]. Asimismo, con igual brevedad sintetizaremos la evidencia empírica disponible, con especial atención a aquélla que se ha centrado en el análisis del caso español.

Explicaciones Neoclásicas

Estas explicaciones se basan en la idea de que la calidad del trabajo y las condiciones laborales son distintas entre las empresas grandes y las pequeñas (Brown i Medoff, 1989). Por ejemplo se ha relacionado el efecto salario-tamaño con la complementariedad entre el capital físico y las habilidades de los trabajadores (Schmidt y Zimmerman, 1991; Hamermesh, 1980), en el sentido de que las empresas grandes tienden a ser mas intensivas en capital, lo que hace crecer por su parte la demanda del imput complementario, en este caso los trabajadores con mas habilidades. Otras explicaciones se basan en la necesidad de las empresas grandes de reducir los costes de aprendizaje y control de sus trabajadores (Oi, 1983) y en la mayor capacidad de las empresas grandes por hacer frente a los costes fijos asociados a equipos de trabajadores con más habilidades (Kremer y Maskin, 1996). Por su parte, las hipótesis relativas a las condiciones laborales asumen la percepción de peores condiciones laborales en las grandes empresas[2].

Explicaciones Institucionales

Hacen referencia a la estructura del mercado de trabajo y al poder de mercado de las empresas. Las explicaciones centradas en la estructura del mercado de trabajo utilizan la idea de que el grado de sindicación aumenta con la dimensión empresarial (Brown i Medoff, 1989; Oi y Idson, 1999). Alternativamente se ha sugerido que los empresarios prefieren pagar salarios más altos con el fin de no recibir presión sindical (Kwoka, 1988; Geroski et al, 1995). Respecto al poder de mercado, se ha sugerido que las grandes empresas tienden a disfrutar de situaciones monopolistas, lo que les permite obtener rentas extraordinarias parte de las cuales reparten en forma de salarios entre sus empleados (Kwoka, 1988 y Nickell y Vainiomaki, 1994).

Otras Explicaciones

Además de las explicaciones agrupadas en las anteriores categorías se han formulado otras hipótesis alternativas. Entre ellas, la de la productividad sugiere que los trabajadores de las empresas grandes son más productivos debido a la mejor organización, mayor calidad del factor capital, y al mayor nivel de formación específica que reciben los trabajadores en esas empresas (Oi y Idson, 1999). Por otra parte, se ha sugerido que las empresas grandes acostumbran a estar dirigidas por directivos con mayores habilidades, lo que se traduce en beneficios más elevados que en parte repercuten en los salarios, a la vez que tienen incentivos a contratar a trabajadores de elevada calidad (Oi, 1983). Finalmente, hay un conjunto de explicaciones que se basan en la capacidad de las empresas grandes para cubrir sus puestos de trabajo de forma eficiente y en su dificultad para controlar a los trabajadores en la realización eficiente de sus tareas (por ejemplo Green, 1988 y Green et al, 1996).

Respecto a la evidencia empírica, cabe indicar en primer lugar que las aportaciones iniciales constataron la existencia del efecto salario-tamaño en el contexto de una ecuación de Mincer ampliada en la que se incluía el tamaño empresarial como factor determinante de los salarios. Para contrastar las diversas hipótesis o explicaciones la estrategia seguida ha consistido en comprobar si el coeficiente asociado al tamaño disminuía su valor y perdía su significación al incluir variables que aproximaban los factores subyacentes a la explicación sugerida. De forma muy breve, existe en amplio consenso en la literatura a favor de la existencia de una prima salarial asociada a la dimensión empresarial en un amplio conjunto de economías, que sólo parcialmente puede ser explicada recurriendo a las hipótesis teóricas sintetizadas anteriormente (Brown y Medoff, 1989; Davis y Haltiwanger, 1996; Dunne y Schmitz, 1995 para USA; Main y Reilly, 1993 para Reino Unido; Crossley, 1998 para Canadá; Reebick, 1993 para Japón; Winter-Ebmer y Zweimuller, 1999 para Suiza; Winter-Ebmer, 2001 para Austria; Albæk, 1998 para los países nórdicos). Un factor a destacar es que la gran mayoría de las aportaciones se han basado en muestras obtenidas de encuestas que contienen información exhaustiva de características de los trabajadores o de los empleadores. En un número todavía escaso de aportaciones se ha conseguido combinar simultáneamente información de ambos tipos de características (Abowd et al, 1999; Troske, 1999; Belfield y Wei, 2004).

Desde una perspectiva complementaria, Idson y Feaster (1990) sugirieron analizar el efecto tamaño en el marco de la descomposición de Oaxaca. Aplicando la misma estrategia, Brunello y Colussi (1998) llegan a la conclusión de la no significación del efecto tamaño en Italia cuando se controla por el sesgo de selección asociado al tamaño de la empresa en la que prestan sus servicios los trabajadores.

Para el caso de la economía española, aparte de aquellos trabajos que se han centrado en el análisis de algún determinante salarial concreto y que controlan adicionalmente por el tamaño empresarial, se puede aceptar que la evidencia disponible es aún escasa y parcial. Así, Huguet y Sánchez (2001), utilizando la Encuesta de Estructura, Conciencia y Biografía de Clase obtienen evidencia favorable a la existencia de una prima salarial asociada al tamaño empleando una descomposición de Oaxaca. Dicha prima parece ser debida a la mayor retribución al capital humano y a una mayor proporción de contratos indefinidos en las empresas grandes. Por su parte, Camacho (2003) utilizando información procedente de la Encuesta Industrial también obtiene evidencia favorable a la existencia del efecto tamaño para Cataluña. Sus resultados indican que parte del efecto es debido a características de los establecimientos, tales como la productividad, el poder de mercado y el esfuerzo en I+D.

En todo caso, conviene insistir en que todos estos trabajos han basado sus resultados en el efecto del tamaño empresarial sobre un salario medio supuestamente representativo del conjunto de trabajadores, lo que sería cuestionable dependiendo de las características del conjunto de la distribución de salarios en empresas de distinto tamaño.

3. Datos y análisis descriptivo

La información que se utiliza proviene de la Encuesta de Estructura Salarial, realizada por el INE en 1995 (EES95). La encuesta proporciona información detallada sobre una muestra representativa de trabajadores, de sus ingresos salariales, de sus características personales y del puesto de trabajo que ocupan, para establecimientos de más de 10 trabajadores. De la muestra original disponible en la encuesta (más de 175.000 individuos) se ha eliminado un conjunto de observaciones para las cuales la información no parecía razonable. Concretamente, siguiendo los criterios utilizados en Pérez y Hidalgo (2000), se han eliminado las observaciones correspondientes a aquellos individuos cuyo salario recibido el mes de octubre, o los pagos por IRPF y/o la cotización a la Seguridad Social fue inferior a 500 ptas. Así mismo, se han excluido los trabajadores cuyos salarios netos resultaban negativos y también aquellos para los que los ingresos por pagas extraordinarias representaban más de la mitad del salario bruto anual. Finalmente, se han excluido los trabajadores cuyo salario/hora correspondiente al mes de octubre y el derivado del total anual diferían en más de 3500 ptas; aquellos para los cuales constaba una jornada anual de cero horas y los que declaraban una edad superior a 65 años. La muestra final resultante es de 115.021 trabajadores que prestaban sus servicios durante 1995 en empresas del sector productivo privado.

Para realizar el análisis de discriminación salarial que analizamos en este artículo se define como ganancia salarial el salario por hora del trabajador. Para su cálculo se toma el salario bruto (antes de retenciones a cuenta del IRPF y de contribuciones a la seguridad social por parte del trabajador) en términos anuales recibido por el trabajador durante el año 1995, incluyendo todo tipo de complementos (productividad, turno, pagas extras, pagas por horas extraordinarias, etc). Por su parte, las horas trabajadas durante el año se han calculado dividiendo entre 365 la jornada pactada anual y multiplicando la cantidad resultante por los días pagados durante el año 1995. De esta forma, el salario/hora utilizado es el resultado de dividir el salario bruto anual entre las horas trabajadas.

La tabla 1 presenta un breve descriptivo de las dos variables más importante en nuestro análisis, el salario/hora y el tamaño empresarial. Para ello hemos considerado tres estratos habituales en cuanto a la dimensión empresarial: por una parte el grupo de empresas pequeñas definido como aquellas que emplean entre 10 y 49 trabajadores, el de las medianas como las que emplean entre 50 y 249 y, finalmente, el de las grandes empresas definidas como aquellas con 250 o más trabajadores. El salario/hora medio en la muestra utilizada es de 1651.84 ptas, con una importante dispersión en la muestra. Se puede apreciar como las diferencias salariales entre empresas de distinto tamaño son considerables: la ganancia media de un trabajador de una empresa pequeña es un 57,5% inferior al de un trabajador de una empresa situada en el estrato de las grandes. Asimismo, conviene indicar que el porcentaje de empresas pequeñas en la muestra es casi del 50%, mientras que el de medianas y grandes es respectivamente del 33.38% y del 16.66%. Por su parte, en el Anexo 1 se muestran algunas medidas descriptivas de las restantes variables consideradas. Brevemente podemos indicar que se observa como los trabajadores de género masculino, de más edad, con mayor nivel de estudios y que acumulan mayor antigüedad, que ocupan puestos que requieren mayor nivel de cualificación y que tienen un contrato indefinido perciben en media salarios superiores. También se observa que los salarios son más elevados en las empresas con participación pública y en aquellas con convenio colectivo propio.

Tabla 1. Descriptivo del salario y del tamaño empresarial

| |Media Salarial |Desviación Estándar |Porcentaje |

|Total |1651.84 |1116.64 | |

|Según tamaño empresarial | | | |

|Pequeñas |1383.53 |925.77 |49,9% |

|Medianas |1766.42 |1140.84 |33,3% |

|Grandes |2226.34 |1316.71 |16,6% |

La estimación no paramétrica de la función de densidad de los salarios para cada uno de los tamaños nos permite visualizar las características fundamentales de la distribución de los mismos[3]. Dichas funciones de densidad se recogen en la Figura 1. Se aprecia claramente como no únicamente la moda sufre un desplazamiento hacia la derecha (mayores salarios) a medida que aumenta el tamaño del establecimiento, sino que tal situación se aprecia para el conjunto de la distribución. Otra característica que conviene destacar es la diferencia en la forma de la distribución de los salarios en los tres tramos de tamaño considerados. En este sentido, siguiendo a Butcher y DiNardo (2002), el análisis basado en un determinado momento de la distribución de salarios (como su media) podría proporcionar conclusiones únicamente parciales, por lo que abogamos por analizar el conjunto de la distribución.

No obstante, las diferencias en la distribución de los salarios en los distintos tipos de establecimientos podrían estar causadas tanto por diferencias en el precio o rendimiento de las características de trabajadores y puesto de trabajo (efecto salario-tamaño) como por diferencias en la distribución de dichas características entre empresas de distinto tamaño. Las diferencias en los rendimiento serán estimadas en los siguientes apartados, pero en este punto podemos ya constatar ciertas diferencias en la distribución de las características entre empresas de distinto tamaño que podrían apoyar, al menos parcialmente, algunas de las hipótesis formuladas en la literatura para explicar el efecto del tamaño en los salarios. La tabla 2 presenta un sencillo descriptivo de las características observables en nuestra muestra. Por ejemplo, se aprecia como, en relación con las pequeñas, las grandes empresas emplean trabajadores de más edad, lo que redunda en más niveles de experiencia laboral. Además, el nivel educativo es en promedio más elevado en las empresas grandes, al igual que la antigüedad de los trabajadores. Esta última circunstancia puede ser indicativa tanto de mejores emparejamientos como de mayor incidencia de la formación específica (Holtmann y Idson, 1991). Por lo tanto, todo apunta a que el capital humano es mayor entre los trabajadores de las grandes empresas. Diferencias importantes se aprecian también en cuanto a las características del puesto de trabajo.

Conviene indicar que hemos introducido en el análisis la productividad aparente del trabajo. No obstante, la información necesaria para su cálculo a nivel de cada una de las empresas en la que prestan sus servicios los trabajadores no está disponible en la EES95, por lo que se ha adoptado una solución de compromiso asumiendo homogeneidad en la productividad en cada sector en cada una de las CCAA. De esta forma para cada sector y región se ha obtenido la productividad del trabajo a partir de la información proporcionada por la base de datos BD-MORES[4]. Se aprecian diferencias muy importantes en los niveles de productividad entre los tres estratos de tamaño empresarial, lo que confirma la necesidad de su inclusión en el análisis.

Figura 1. Distribución de los salarios para distintos tamaños de la empresa

|a. Empresas Pequeñas |

| |

|[pic] |

| |

|b.Empresas medianas |

|[pic] |

| |

|c. Empresas grandes |

| |

|[pic] |

Tabla 2. Descriptivo de las características observables en la muestra

| |Empresas |Empresas |Empresas | |Empresas |Empresas |Empresas |

| |Pequeñas |Medianas |Grandes | |Pequeñas |Medianas |Grandes |

| |Variables No Categóricas | |Variables Categóricas |

| |(media y desviación estándar) | |(Expresadas en porcentaje) |

|Edad |37.86 |38.86 |39.68 |Sector Actividad |

| |(10.96) |(10.79) |(10.58) | |

|Experiencia |22.31 |22.91 |22.95 |P.energéticos |2.69 |3.67 |5.94 |

| |(11.60) |(11.54) |(11.42) | | | | |

|Experiencia |8.73 |11.59 |14.01 |Min.metálicos y |0.31 |0.43 |1.40 |

|empresa |(8.85) |(10.24) |(10.47) |siderometalurgia | | | |

|Años educación |8.31 |8.82 |9.93 |Minerales y P. no|7.52 |5.18 |2.14 |

| |(3.54) |(3.81) |(3.91) |metálicos | | | |

|Tamaño |22.42 |120.77 |752.40 |P. Químicos |3.06 |5.11 |7.08 |

| |(10.16) |(57.19) |(1420.90) | | | | |

|Productividad |6014.80 |6836.24 |8057.75 |P. Metálicos |13.43 |13.26 |9.16 |

| |(4048.98) |(4376.19) |(4313.69) | | | | |

| |Variables Categóricas |Mat. Transporte |2.80 |2.17 |6.44 |

| |(Expresadas en porcentaje) | | | | |

|Género | | | |P. alimentos, |5.96 |8.68 |6.34 |

| | | | |bebidas tabaco | | | |

|Mujer |20.42 |24.27 |26.50 |Textiles,cuero, |7.00 |5.74 |3.12 |

| | | | |calz. y vestido | | | |

|Hombre |79.58 |75.73 |73.50 |Papel,impresión |3.91 |5.16 |2.88 |

|Niveles Educación |P.ind diversos |12.9 |7.52 |0.87 |

|Sin Estudios |0.92 |0.80 |0.44 |Construcción |8.03 |6.97 |4.16 |

|Primint |1.62 |1.43 |1.83 |Comercio |5.81 |4.04 |9.60 |

|Ed primária |32.98 |30.68 |20.72 |Transporte |16.23 |18.80 |19.70 |

|EGB |34.37 |29.71 |23.72 |Crédito/Seguros |4.18 |7.79 |15.96 |

|BUP |10.11 |12.60 |18.37 |Otros venta |6.18 |5.47 |5.21 |

|FPI |4.2 |4.78 |6.52 |Convenio Colectivo |

|FIP |7.05 |8.09 |11.91 |Empresa |11.46 |28.90 |48.45 |

|Diplomatura |4.48 |5.20 |6.83 |Superior a |51.81 |38.03 |73.50 |

| | | | |empresa | | | |

|Licenciatura |4.24 |6.60 |9.53 |Nacional |36.74 |33.08 |26.50 |

|Doctorado |0.05 |0.10 |0.15 |Tipo Contrato | | | |

|Tipo Ocupación |Indefinido |70.69 |76.32 |85.37 |

|Dirección y |4.01 |4.51 |4.56 |Temporal |29.31 |23.68 |14.63 |

|Cargos Profes | | | | | | | |

|Titulo 2º y 3r |1.87 |3.41 |5.35 |Comunidad Autónoma |

|ciclo univers | | | | |

|Titulo 1r ciclo|1.31 |2.07 |3.67 |Andalucía |8.17 |9.04 |11.23 |

|universitario | | | | | | | |

|Restauración, |7.62 |8.78 |8.03 |Aragón |5.69 |4.84 |2.15 |

|Seguridad y | | | | | | | |

|Comercio | | | | | | | |

|Trab |23.86 |18.02 |14.32 |Asturias |4.58 |2.65 |1.00 |

|cualificados, | | | | | | | |

|agric, pesca, | | | | | | | |

|constr. | | | | | | | |

|Operador inst |25.47 |23.28 |19.73 |Baleares |4.5 |2.02 |0.42 |

|industrials | | | | | | | |

|Trab no |2.91 |4.11 |2.93 |Canarias |5.15 |5.06 |3.27 |

|cualificados | | | | | | | |

|Tipo Jornada | | | |Cantabria |3.5 |1.18 |0.40 |

|Completa |97.21 |97.47 |96.40 |Castilla y León |5.88 |4.04 |1.64 |

|Parcial |2.79 |2.53 |3.60 |Castilla y La |6.56 |6.09 |4.68 |

| | | | |Mancha | | | |

|Mercado | | | |Cataluña |9.21 |18.05 |31.10 |

|Local, regional|95.09 |85.09 |78.81 |Valencia |8.25 |10.12 |6.88 |

|y nacional | | | | | | | |

|UE y mundial |4.91 |14.91 |21.19 |Extremadura |3.29 |1.01 |0.00 |

|Tipo Empresa |Galicia |6.4 |6.97 |3.10 |

|Propiedad |0.97 |2.26 |5.93 |Madrid |8.19 |14.93 |27.56 |

|pública | | | | | | | |

|Propiedad |99.03 |97.74 |94.07 |Murcia |5.27 |2.24 |0.27 |

|privada | | | | | | | |

| | | | |Navarra |4.62 |2.23 |0.35 |

| | | | |País Vasco |6.60 |8.54 |5.95 |

| | | | |La Rioja |3.72 |1.01 |0.00 |

4. Descomposición de Blinder-Oaxaca en el análisis del efecto salario-tamaño en España

Blinder (1973) y Oaxaca (1973) propusieron un método que permite descomponer el diferencial salarial entre trabajadores de distintos grupos en función de las características observables –de trabajadores, puesto de trabajo, empresa, etc– y de las diferencias en el rendimiento de éstas.

Partiendo de la estimación de ecuaciones salariales para trabajadores de empresas pequeñas (p) y grandes (g), el método de B-O utiliza los coeficientes estimados para descomponer las diferencias salariales medias en los siguientes componentes:

|[pic] |(1) |

donde el termino de la izquierda de la igualdad refleja la diferencia entre la media de los salarios observados para los trabajadores de empresas grandes y pequeñas. El primer término de la derecha refleja la parte de las diferencias observadas que se debe a las diferencias en las características entre trabajadores de empresas grandes y pequeñas. El segundo término recoge la parte atribuible a la diferencia en los rendimientos de dichas características.

La estimación de los coeficientes o rendimientos para cada categoría de empresas se recoge en la Tabla 3. Se aprecia como existen diferencias en las retribuciones entre ambos tipos de empresas a las características de los trabajadores, del puesto de trabajo y de la empresa. Especialmente elevada es la diferencia en el coeficiente asociado a la productividad, que casi triplica su valor en las empresas grandes respecto al de las pequeñas. No obstante, la interpretación de este coeficiente debe realizarse con cautela, ya que si bien la introducción de esta variable permite controlar por las diferencias de productividad de los distintos sectores de actividad en las comunidades autónomas, a la vez puede estar recogiendo otras características inobservables de cada sector en cada comunidad autónoma. De este modo es posible que esta variable capture, al menos en parte, efectos tamaño ligados a diferencias compensadoras entre regiones y sectores no relacionadas con la productividad.

Tabla 3. Estimación de la ecuación de Mincer ampliada por estratos de tamaño empresarial

| |Empresas Pequeñas |Empresas Grandes |

|Constante |5.700 |(0.033) |5.041 |(0.059) |

|Caract. del trabajador |  | | | |

|Educación (años) |0.033 |(7.7E-04) |0.038 |(0.001) |

|Experiencia |0.023 |(8.3E-04) |0.033 |(0.001) |

|Experiencia2 |-3.00E-04 |(1.48E-05) |-4.4E-04 |(2.77E-05) |

|Experiencia en la empresa |0.011 |(7.9E-04) |0.010 |(0.001) |

|Experiencia en la empresa2 |-6.00E-05 |(2.28E-05) |-1.10E-04 |(3.36E-05) |

|Género |0.199 |(0.005) |0.223 |0.007 |

|Caract. del puesto de trabajo |  | | | |

|Dirección y Cargos Profesionales |0.669 |(0.013) |0.748 |(0.019) |

|Titulo 2º y 3r ciclo universitario |0.55 |(0.016) |0.603 |(0.018) |

|Titulo 1r ciclo universitario |0.44 |(0.017) |0.429 |(0.018) |

|Restauración, Seguridad y Comercio |0.222 |(0.007) |0.274 |(0.013) |

|Trab cualificados, agricultura, pesca y |0.034 |(0.009) |0.053 |(0.017) |

|construcción | | | | |

|Operadores instalaciones industriales |0.083 |(0.007) |0.179 |(0.014) |

|Trab no cualificados |0.066 |(0.007) |0.183 |(0.014) |

|Jornada parcial |0.012 |(0.015) |-0.039 |(0.024) |

|Contrato temporal |-0.072 |(0.005) |-0.246 |(0.013) |

|Caract. Empresa |  | | | |

|Propiedad Pública |0.241 |(0.015) |0.046 |(0.010) |

|Mercado UE y mundial |0.066 |(0.009) |0.007 |(0.007) |

|Convenio superior a empresa |0.004 |(0.004) |3.1E-04 |(0.010) |

|Convenio de empresa |0.113 |(0.006) |0.099 |(0.006) |

|Productividad del Trabajo (ln) |0.048 |(0.003) |0.131 |(0.006) |

|R2 |0.331 |0.551 |

|F |1423.225 |1177.594 |

Estimaciones corregidas por heterocedasticidad. En paréntesis la desviación estándar.

Con estas estimaciones y los valores medios de las variables explicativas en las empresas grandes y pequeñas (mostrados en la Tabla 2) se obtienen las distintas componentes de (1). Los resultados para nuestra muestra se sintetizan en la Tabla 4. De una diferencia de 0.48 en el logaritmo del salario medio estimado entre empresas grandes y pequeñas (correspondiente a 730 ptas), cuando se utiliza como ponderación los coeficientes estimados en la muestra de empresas grandes, aproximadamente la mitad corresponde a diferencias en los rendimientos de las características observables y la otra mitad a la diferente distribución de éstas entre ambos tipos de empresas. Resultados similares se obtienen al utilizar las estimaciones de la muestra de empresas pequeñas como ponderaciones.

De estos resultados se desprende que el salario medio que percibirían los trabajadores de las empresas grandes si tuviesen las características de los que prestan sus servicios en las pequeñas, [pic] sería de 1480.29 ptas frente al obtenido para los trabajadores de las empresas grandes con sus características observadas, [pic], que es de 1915.24 Ptas. La diferencia entre ambas magnitudes (435 ptas) sería atribuible al efecto tamaño.

Tabla 4. Descomposición del diferencial salarial

| |[pic] |

|Ponderación |Grandes |Pequeñas |

| |[pic] |[pic] |[pic] |[pic] |

|Diferencia |0.245 |0.236 |0.223 |0.257 |

|Porcentaje |50.9% |49.0% |46.4% |53.5% |

5. Aproximación no paramétrica a la descomposición de Oaxaca del efecto tamaño.

Barsky et al (2001) demuestran que el método de Blinder-Oaxaca presenta deficiencias debido a que precisa de la estimación de la esperanza condicional de la variable analizada (en nuestro caso los salarios), lo que supone posibles errores de especificación, además de basarse exclusivamente en la media salarial. Como alternativa estos autores proponen realizar una aproximación no paramétrica ya que ésta no requiere de la estimación de la esperanza condicionada y, por otro lado, permite observar las diferencias salariales en el conjunto de la distribución.

En el caso que nos ocupa, hemos señalado en el apartado 3 como las distribuciones de los salarios en las empresas pequeñas y grandes presentan ciertas discrepancias que no se limitan a su posición, lo que hace que la comparación utilizando la media salarial no resulte “suficiente” para caracterizar completamente la naturaleza de los cambios en los salarios de los trabajadores de ambos tipos de empresas. Por esta razón proponemos la aplicación de una aproximación no paramétrica a la descomposición de Oaxaca para estimar el efecto salario-tamaño, basada en la propuesta de DiNardo et al (1996) y Barsky et al (2001).

5.1 Estimación de funciones de densidad y distribuciones contrafactuales

Para aproximar la distribución de los salarios utilizamos la estimación no paramétrica de la función de densidad utilizando la muestra de trabajadores. Dicha estimación se basa en el método kernel (Silverman, 1986). La estimación kernel de la densidad [pic] de una densidad univariante f basada en una muestra aleatoria w1,...,wn de tamaño n, con pesos [pic] ([pic]), es

|[pic] |(2) |

donde h es el ancho de banda y K es la función kernel.

Para nuestras estimaciones hemos empleado el kernel gaussiano, mientras que h se ha fijado en función de los datos tal y como se detalla en Silverman (1986), expresión 3.31. En cualquier caso, y al igual que en Butcher y DiNardo (2002), las conclusiones no son sensibles a kernels ni a valores de h alternativos.

.

Densidad contrafactual

De manera similar al método de la descomposición de Oaxaca, nos planteamos la siguiente cuestión: ¿cómo sería la distribución salarial de los trabajadores de las empresas grandes si estos tuvieran las mismas características que los empleados en las pequeñas? La distribución virtual o contrafactual resultante se basará entonces en las características de los trabajadores de empresas pequeñas pero con la estructura salarial (rendimiento) de los de las grandes. Para responder a esa pregunta, es decir para estimar esa distribución contrafactual, se ha adaptado el método desarrollado por DiNardo et al (1996).

Brevemente, en nuestro caso la definición de probabilidad condicional da lugar a la siguiente representación de la distribución general de salarios:

|[pic] |(3) |

donde [pic] es la función de densidad de los salarios condicionada a las características de los trabajadores (x). También nos es útil definir dos densidades condicionadas adicionales. En primer lugar, la densidad de los salarios para las empresas pequeñas:

|[pic] |(4) |

donde [pic] representa la estructura salarial de las empresas pequeñas. De manera similar, la densidad de los salarios para las empresas grandes será:

|[pic] |(5) |

donde [pic].

Por analogía a la descomposición de Oaxaca, lo que nos interesa conocer es cuál sería la distribución de salarios si todos los trabajadores recibieran un salario según la estructura salarial de las empresas grandes o, más formalmente,

|[pic] |(6) |

Para la estimación de esta densidad recurrimos a la ley de Bayes,

|[pic] |(7) |

|[pic] | |

| |(8) |

Empleando las ecuaciones (6) y (7) en la ecuación (10), obtenemos:

|[pic] | |

|[pic] |(9) |

donde [pic].

Para estimar ( podemos utilizar el porcentaje de trabajadores empleados en empresas grandes y pequeñas en el conjunto de la muestra para la probabilidades incondicionales, mientras que las condicionales se pueden estimar mediante un modelo de elección discreta utilizando la información de toda la muestra. En concreto, hemos estimado un modelo probit como:

|Pr(s=g|x) = ((Caract. Trabaj, Caract. Puesto Trab, Caract. Empr, Prod) |(10) |

A través de esta ecuación se estima la probabilidad que tiene cada trabajador de ser empleado en una empresa grande y de serlo en una pequeña, siendo ambos sucesos complementarios.

La densidad correspondiente a la distribución contrafactual,[pic], se estima no paramétricamente mediante el método kernel descrito anteriormente, con la única diferencia de que cada observación se pondera según el coeficiente ( correspondiente. La diferencia entre esta densidad contrafactual y la real para las empresas grandes será atribuible a la distinta distribución de características entre empresas grandes y pequeñas, mientras que la diferencia entre la contrafactual y la real para las empresas pequeñas la podemos atribuir al efecto tamaño, de forma similar a como hemos hecho en el caso de la aproximación paramétrica.

5.2. Resultados

Como se ha indicado anteriormente, el primer paso para la obtención de las densidades contrafactuales consiste en la estimación del parámetro de ponderación (, lo que requiere de la estimación del modelo probit en (9). Los resultados de la estimación de tal modelo se sintetizan en la tabla 5, de donde se puede apreciar como tanto global como individualmente los condicionantes considerados aparecen como significativos a la hora de explicar la probabilidad de que los trabajadores en la muestra estén empleados en empresas de tamaño grande.

Tabla 5. Resultados de la estimación del modelo probit

|Variables |Coeficiente |Desviación Estándar |

|Constante |-4.5883 |0.0922 |

|Características Trabajador | | |

|Educación |0.0319 |0.0017 |

|Experiencia |-0.0156 |0.0019 |

|Experiencia Empresa |0.0360 |0.0020 |

|Experiencia2 |0.0001 |0.00003 |

|Experiencia Empresa2 |-0.0003 |0.00005 |

|Hombre |-0.1559 |0.0118 |

|Características Puesto Trabajo | | |

|Dirección y Cargos Profesionales |-0.2120 |0.0299 |

|Titulo 2º y 3r ciclo universitario |0.0456 |0.0317 |

|Titulo 1r ciclo universitario |0.1360 |0.0351 |

|Restauración, Seguridad y Comercio |-0.0103 |0.0191 |

|Trab cualificados, agric, pesca, construcción |0.2108 |0.0224 |

|Operador inst industrials |-0.0904 |0.0199 |

|Trab no cualificados |-0.0701 |0.0190 |

|Jornada parcial |0.2833 |0.0272 |

|Contrato Temporal |-0.0101 |0.0169 |

|Características Empresa | | |

|Mercado UE y mundial |0.6535 |0.0136 |

|Convenio Superior Empresa |-0.3887 |0.0124 |

|Convenio Empresa |0.4691 |0.0118 |

|Propiedad Pública |0.1869 |0.0262 |

|Productividad Trabajo (ln) |0.3753 |0.0101 |

|Variable Dependiente |EST3[5] |Likelihood Ratio |16637.730 |

La figura 2 presenta la estimación de la densidad real (línea continua) y de la contrafactual (línea discontinua) para los trabajadores de las empresas grandes. La diferencia entre ambas densidades es el efecto de la desigual distribución de las características entre los dos tamaños de empresa. Se evidencia como la distribución contrafactual se desplaza hacia la izquierda, lo que indica que parte de la distribución salarial en las empresas grandes es debida a sus características y a las de sus trabajadores. Conviene destacar que este desplazamiento es mucho más intenso en la cola izquierda de la distribución, de lo que se puede deducir que es en los trabajadores con salarios más bajos de las empresas grandes donde mayor impacto tienen las características. De ello se desprenden importantes implicaciones dado que el trabajador representativo de esa zona de la distribución corresponde mayoritariamente al grupo de mujeres, al de trabajadores con menor experiencia y con un tipo de ocupación que no requiere de mucha cualificación. Por el contrario, las características observadas no parecen explicar las remuneraciones salariales más elevadas entre el grupo de trabajadores de las empresas grandes.

En cualquier caso, el desplazamiento hacia la izquierda de la distribución contrafactual para las empresas grandes, obtenida condicionando a las características de trabajadores, puesto de trabajo y de la empresa, no resulta lo suficientemente intensa como para lograr una significativa aproximación a la distribución observada para la muestra de empresas pequeñas (véase Figura 1a). Como hemos indicado anteriormente, podemos interpretar la diferencia entre la densidad contrafactual para las empresas grandes y la real para las pequeñas como debida al efecto salario-tamaño, es decir, como el resultado de la diferencia en la remuneración de las características entre ambos tipos de empresas. No obstante, tal efecto parece influir con mayor intensidad a los trabajadores con los salarios más elevados de las empresas grandes.

Figura 2. Densidad real y contrafactual de los salarios de las empresas grandes.

[pic]

Con el objetivo de determinar la influencia sobre la distribución de los salarios de cada uno de los grupos de características observables, se estiman a continuación densidades contrafactuales que no condicionan por uno de ellos. La estrategia que se utiliza consiste en excluir los regresores correspondientes a ese grupo de características en el modelo probit que estima la probabilidad de que un individuo trabaje en una empresa grande. Así, la figura 3a muestra cómo sería la distribución salarial de los trabajadores de empresas grandes si las características de su puesto de trabajo, de la empresa dónde prestan sus servicios y de la productividad de la misma no difiriese de aquellas de las empresas pequeñas, y únicamente lo hicieran sus características personales. Se observa como la distribución contrafactual obtenida en este caso no difiere sustancialmente de la que hemos obtenido anteriormente al considerar todos los grupos de características. En consecuencia, desprendemos que las diferencias en las características observables de los trabajadores no se encuentran tras la diferente distribución salarial de empresas grandes y pequeñas. La misma conclusión general se desprende tras realizar un ejercicio similar con las características del puesto de trabajo (figura 3b) y de la productividad (figura 3c).

Sin embargo, sí se aprecian diferencias notables en el caso de no condicionar la probabilidad de trabajar en empresas grandes a los factores que hemos calificado como características de la empresa. En este caso el desplazamiento hacia la izquierda de la distribución es menos marcado y sí se aprecia una mayor concentración de la distribución entorno a la moda. Podemos entonces concluir que una parte importante de las diferencias salariales entre empresas de distinto tamaño son debidas a las diferentes características de las propias empresas (tales como el ámbito geográfico del mercado de su producto o el tipo de convenio).

Fig 3a. Considerando todas las características observables excepto las características de los trabajadores

[pic]

Fig 3b. Considerando todas las características observables excepto las características del puesto de trabajo

[pic]

Fig 3c. Considerando todas las características observables excepto la productividad del trabajo

[pic]

Fig 3d. Considerando todas las características observables excepto las características de la empresa

[pic]

6. Conclusiones

El objetivo fundamental planteado al inicio de este trabajo era el de proporcionar evidencia acerca de la influencia del tamaño empresarial en los salarios. Como elemento innovador cabe indicar que no únicamente se analizan los efectos del tamaño sobre el salario medio, sino también sobre el conjunto de la distribución salarial. Y todo ello utilizando información sobre el salario y sus determinantes procedente de una encuesta extensa y exhaustiva.

Los resultados obtenidos ofrecen evidencia clara de la existencia del denominado efecto salario-tamaño para la economía española. Adicionalmente, mediante la aplicación de la descomposición de Oaxaca hemos constatado como las diferencias en la distribución de los salarios de las empresas de distinto tamaño están causadas tanto por diferencias en el rendimiento de las características de trabajadores y puestos de trabajo como por diferencias en la distribución de dichas características. Además, y dado que se ha constatado que las distribuciones de los salarios en las empresas pequeñas y grandes presentan discrepancias que no se limitan a su posición, se ha seguido la propuesta de DiNardo et al, (1996) y de Barsky et al, (2001) y se ha aplicado una aproximación no paramétrica a la citada descomposición. De ese modo, no se precisa especificar la forma funcional de la esperanza condicionada ni se requiere su estimación. El resultado de todo ello es el análisis de la contribución de la distribución de características entre empresas de distinto tamaño y de su rendimiento a la distribución salarial.

Los resultados obtenidos a partir de la estimación de las funciones de densidad contrafactuales muestran como es en los trabajadores con salarios más bajos de las empresas grandes donde mayor impacto tienen las características. De ello se desprenden importantes implicaciones dado que el trabajador representativo de esa zona de la distribución corresponde mayoritariamente al grupo de mujeres, al de trabajadores con menor experiencia y con un tipo de ocupación que no requiere de mucha cualificación. Por el contrario, las características observadas no parecen explicar las remuneraciones salariales más elevadas entre el grupo de trabajadores de las empresas grandes. En cualquier caso, después de condicionar a las características, las distribuciones salariales en empresas grandes y pequeñas siguen mostrando notables diferencias lo que apunta a un nada desdeñable efecto tamaño neto.

Respecto a la influencia de los grupos de características observables sobre la distribución de los salarios es de destacar la importancia de las características de la empresa. Si bien es cierto que cualquier intento de ir más allá en la búsqueda de las causas últimas de este fenómeno exigiría un análisis más exhaustivo, cabe destacar que una de las posibles explicaciones tras este hecho es que los trabajadores que se sitúan en la cola izquierda son los mas beneficiados por la existencia de estructuras sindicales y convenios específicos, más propios de las empresas grandes, y que al ser tratados como trabajadores de empresas pequeñas perderían este beneficio. Ello es plausible si tenemos en cuenta que el beneficio debido a la existencia de convenios laborales afecta más a los trabajadores menos cualificados que a los de alta dirección o especialización, es decir, a los situados en la franja izquierda de la distribución.

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Anexo

Descriptivo de las características observables en la muestra

| |Media Salarial |Desviación |Porcentaje | |Media Salarial |Desviación |Porcentaje |

| | |Estándar | | | |Estándar | |

|Genero | | |Tipo Jornada | | |

|Mujer |1328.5113 |819.5161 |22.7% |Completa |1658.9793 |1109.0415 |97,1% |

|Hombre |1746.9103 |1173.1517 |77.2% |Parcial |1407.3879 |1328.7885 |2,8% |

|Nivel Estudios | | | |Mercado | | | |

|Sin Estudios |1342.7920 |719.9824 |0.7% |Local, regional i|1631.4435 |1115.2284 |89,0% |

| | | | |nacional(1) | | | |

|Primint |1464.0296 |798.6180 |1.5% |UE i mundial(2) |1817.5357 |1114.3957 |10,9% |

|Ed.Primária |1425.4056 |757.3268 |30.1% |Sector Actividad | | |

|EGB |1339.9797 |825.7211 |31.0% |P.energéticos |2505.0155 |1250.9491 |3,5% |

|BUP |1914.5231 |1156.4557 |12.3% |Min.metálicos y |2078.7182 |1159.1281 |0,5% |

| | | | |siderometalurgia | | | |

|FPI |1652.1308 |1061.3766 |4.7% |Minerales y P. no|1527.7947 |946.2028 |5,8% |

| | | | |metálicos | | | |

|FIP |1755.5360 |919.2616 |8.2% |P. Químicos |2163.9909 |1277.4608 |4,4% |

|Diplomatura |2499.7667 |1426.7475 |5.1% |P. Metálicos |1653.6620 |1003.1823 |12,6% |

|Licenciatura |3078.5194 |1975.2286 |5.9% |Mat. Transporte |1701.0421 |935.1384 |3,1% |

|Doctorado |4150.4574 |2932.5942 |0.08% |P. alimentos, |1596.5860 |1091.1758 |6,9% |

| | | | |bebidas tabaco | | | |

|Experiencia en la empresa | | |Textiles,cuero, |1115.3908 |764.1057 |5,9% |

| | | |calz. y vestido | | | |

|Menys de 5 anys |1330.6491 |962.5277 |42.6% |Papel,impresión |1771.8947 |1206.4137 |4,1% |

|Més de 5 anys |1890.7025 |1162.5154 |57.3% |P.ind diversos |1280.7810 |788.7632 |9,0% |

|Experiencia total | | |Construcción |1584.4643 |1143.6097 |7,03% |

|Menys de 10 anys|1320.0226 |888.1911 |15.7% |Comercio |1768.7987 |1020.4209 |5,8% |

|Més de 10 anys |1713.7808 |1143.6849 |84.2% |Transporte |1344.4103 |915.6166 |17,6% |

|Tipo de Ocupación | | |Crédito/Seguros |2567.8374 |1317.6797 |7,3% |

|Dirección y |3667.0312 |2185.1972 |4,3% |Otros venta |1644.1680 |1264.1889 |5,7% |

|Cargos Profes | | | | | | | |

|Titulo 2º y 3r |3030.7289 |1605.6105 |2,9% |Comunidad Autónoma | | |

|ciclo univ | | | | | | |

|Título de 1r |2602.1339 |1185.5133 |1,9% |Andalucía |1684.3291 |1024.6504 |8,9% |

|ciclo univers. | | | | | | | |

|Técnico, |1836.5403 |1000.9331 |27,0% |Aragón |1558.3871 |956.9799 |4,8% |

|Administrativo | | | | | | | |

|Restaur, |1209.7454 |687.8822 |8,0% |Asturias |1583.6349 |1027.8734 |3,3% |

|seguridad y | | | | | | | |

|comercio | | | | | | | |

|Trab calif, |1427.1342 |755.5289 |20,3% |Baleares |1406.6635 |924.0532 |2,9% |

|agric, pesca, | | | | | | | |

|construcción | | | | | | | |

|Operador Instal.|1417.6619 |732.5114 |23,7% |Canarias |1432.3265 |1063.1737 |4,8% |

|Indus. | | | | | | | |

|Trab no cualif |1180.8960 |701.4274 |3,3% |Cantabria |1386.2355 |898.6691 |2,2% |

|Tipo Empresa | | | |Castilla y León |1372.4914 |876.0314 |4,5% |

|Prop. Pública |2606.3271 |1328.2311 |2,2% |Castilla y la |1608.7526 |985.8136 |6,0% |

| | | | |Mancha | | | |

|Prop. Privada |1630.1059 |1101.7786 |97,7% |Cataluña |1882.7446 |1251.5710 |15,8% |

|Convenio Empresa | | |Valencia |1498.3198 |936.0238 |8,6% |

|Empresa |2106.0525 |1184.8209 |23,4% |Extremadura |1244.4252 |852.9615 |1,9% |

|Superior a |1407.4790 |941.8267 |41,5% |Galicia |1384.5643 |933.4640 |6,0% |

|empresa | | | | | | | |

|Nacional |1637.8198 |1166.1875 |34,9% |Madrid |2032.6602 |1448.5272 |13,6% |

|Tipo Contrato | | |Murcia |1187.9520 |724.6703 |3,4% |

|Indefinido |1812.8235 |1159.0054 |75,0% |Navarra |1590.4459 |903.2378 |3,1% |

|Temporal |1168.4434 |803.7294 |24,9% |País Vasco |1878.7939 |1047.2613 |7,1% |

| | | |La Rioja |1299.0278 |828.2850 |2,1% |

-----------------------

[1] Para una extensa revisión de esta cuestión véase Brown y Medoff (1989), Oi y Idson (1999) y Troske (1999). La síntesis que se realiza en el texto sigue la estructura de esos trabajos.

[2] No obstante, Brown y Medoff (1989) y Green et al (1996) no obtienen evidencia favorable a dicha hipótesis en el caso americano y británico respectivamente.

[3] Para una breve descripción de la estimación no paramétrica de funciones de densidad véase el apartado 5.2. En este caso se ha utilizado un kernel gaussiano con estimación del ancho de banda en función de los datos tal y como se detalla en Silverman (1986), expresión 3.31.

[4] Véase Dabán et al (1998) para una descripción detallada de esta base de datos.

[5] La variable EST3 toma el valor 1 cuando la empresa es grande y 0 en cualquier otro caso

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