La naturaleza de la temporalidad en el empleo: nueva evidencia

ESTADÍSTICA ESPAÑOLA
Vol. 49, Núm. 164, 2007, págs. 59 a 101
La naturaleza de la temporalidad en el
empleo: nueva evidencia empírica(∗)
por
ANTONIO CAPARRÓS RUIZ
Mª. LUCÍA NAVARRO GÓMEZ
Departamento de Estadística y Econometría
Universidad de Málaga
RESUMEN
Uno de los rasgos de nuestro mercado de trabajo es su alta precariedad. A pesar de que las recientes reformas laborales han pretendido reducirla, en la actualidad la tasa de temporalidad en España es casi el triple que la correspondiente a la Unión Europea. En este trabajo se aborda
este fenómeno desde una perspectiva microeconométrica. Los objetivos
que se pretenden alcanzar son, en primer lugar, analizar los factores que
determinan la situación de temporalidad frente al resto de estados laborales, mediante la estimación de modelos de elección discreta y, en segundo lugar, observar la dinámica temporal de las transiciones desde la temporalidad hacia otras situaciones, a través de la estimación de modelos
de riesgos en competencia. En ambos casos los análisis se realizan distinguiendo a los individuos según su género. La información estadística
(∗) Este trabajo se ha realizado en el marco del Proyecto SEC2003-08855-C03-01 del
Programa Sectorial de Promoción General del Conocimiento (DGICYT/ MCYT/FEDER) y de los
proyectos ELO-19 y ELO-116 de la Fundación de Estudios Andaluces. Asimismo, los autores
agradecen los comentarios y sugerencias realizadas por dos evaluadores anónimos, que sin
duda han contribuido a la mejora de este trabajo.
60
ESTADÍSTICA ESPAÑOLA
utilizada proviene del Panel de Hogares de la Unión Europea para España (PHOGUE; INE 2001).
Palabras clave: precariedad laboral, modelos de riesgos en competencia,
transiciones laborales, modelos logit.
Clasificación AMS: 62P29, 91B40.
1. INTRODUCCIÓN
Durante los últimos años, en los países industrializados ha surgido un debate sobre
si los empleos que se crean en la actualidad son menos estables que anteriormente
(véase, por ejemplo, OECD 2003; Winkelmann y Zimmerman 1998). Esta inestabilidad
ha podido derivarse de las políticas laborales instrumentadas para lograr una mayor
flexibilidad en los mercados de trabajo de dichos países, que tenían como objetivos
principales mejorar la productividad de los trabajadores y aumentar el ritmo de creación de empleos(1). Concretamente en España, el proceso de flexibilización tuvo un
gran impulso con la reforma laboral de 1984 que proporcionó al empleo temporal un
papel predominante; este impulso, desde el punto de vista legislativo, se instrumentó
con la introducción del nuevo contrato de fomento del empleo(2). Antes de esta reforma, los contratos temporales sólo podían ser utilizados en empleos con una naturaleza
temporal y casual (por ejemplo, los existentes en el sector de la construcción, en el
agropecuario o en el turístico), en situaciones de exceso de demanda o de sustitución
de trabajadores permanentes por suspensión temporal de sus contratos y, a partir de
1982, como un instrumento para la creación de empleo aunque sujeto a una serie de
(1) Algunas medidas adoptadas para lograr una mayor flexibilización han sido:
- Contratación por un plazo determinado.
- Contratación indefinida por períodos discontinuos y/o jornadas inferiores a la normal.
- Ayudas a las empresas para la reducción de sus costes de reclutamiento, formación de trabajadores y resolución de contratos, y a los trabajadores para facilitarles la búsqueda de nuevos
empleos.
- Medidas de discriminación positiva diseñadas para facilitar el acceso al mercado de trabajo de
determinados colectivos desfavorecidos: jóvenes, mujeres, parados de larga duración, discapacitados...
(2) Dicho contrato tenía una duración mínima de 6 meses y una máxima de 3 años, con una
indemnización fija a su término de 12 días por año trabajado, frente a los 45 ó 20 días del contrato indefinido según que el despido se calificara como improcedente o procedente, respectivamente. Una vez que el contrato temporal llegaba a su máximo periodo de 3 años, el trabajador
tenía que ser convertido en permanente o ser despedido. Si era despedido, la empresa no podía
contratar a otro trabajador para el mismo empleo; como señala Toharia (1999) es obvio pensar
en la dificultades para el seguimiento de este requisito legal y en la posibilidad que tenía la
empresa para redefinir las tareas asociadas al empleo.
LA NATURALEZA DE LA TEMPORALIDAD EN EL EMPLEO: NUEVA EVIDENCIA EMPÍRICA
61
restricciones, como la relativa a la proporción que esos contratos podrían representar
con respecto al total de trabajadores de la empresa.
Tras la reforma de 1984, el ritmo de expansión del empleo temporal fue rápido; así,
en 1987 la tasa de temporalidad ya era del 18% y fue incrementándose en los años
posteriores hasta situarse en cifras superiores al 33% en 1994. A partir de este año, se
implementaron en nuestro mercado laboral una serie de reformas(3) que pretendían
disminuir la temporalidad y fomentar la contratación indefinida: Ley 10/1994 de 19 de
mayo, Ley 63/1997 de 26 de diciembre, Ley 12/2001 de 9 de julio. Las principales
medidas introducidas con dichas reformas fueron la restricción del contrato de fomento
de empleo a determinados colectivos (minusválidos, parados de larga duración, beneficiarios de prestaciones por desempleo de nivel no contributivo o asistencial y trabajadores mayores de 45 años), la imposición de indemnizaciones asociadas a la extinción
del contrato temporal(4) y la introducción del contrato para el fomento de la contratación indefinida. Los colectivos que podrían beneficiarse de este último contrato, en un
principio, fueron los parados con menos de 30 o más de 45 años, los parados de larga
duración y, a partir de la reforma del 2001, las mujeres desempleadas en sectores
donde estuviesen subrepresentadas y aquellos desempleados con más de 6 meses en
tal situación. No obstante, estas reformas no han impedido que en la actualidad, la
tasa de temporalidad siga estando en una cifra superior al 30%; lo cual parece indicar
que los empresarios han sustituido el contrato de fomento del empleo temporal por
otras modalidades de contratación no permanentes, como puede ser el contrato para
obra o servicio determinado(5). Este ritmo de crecimiento de la temporalidad en España la ha colocado en la primera posición dentro de los países de la Unión Europea con
respecto a este tema.
El estudio que aquí se realiza está ubicado dentro del grupo de trabajos que, desde
una perspectiva microeconométrica, analizan las características de los trabajadores
temporales y las transiciones que efectúan hacia otros estados del mercado de trabajo,
poniendo especial hincapié en el cambio hacia el empleo permanente. La observación
de los factores que influyen sobre esta última transición permitirá conocer la naturaleza
(3) Según Farrel (2001) la ausencia de reformas laborales, entre 1984 y 1994, pudo deberse a
las siguientes razones: el intenso proceso de reconversión industrial, el adecuado ritmo de
creación de empleo y el alto grado de intervencionismo inherente en el Estatuto de los Trabajadores y en la Constitución.
(4) La cuantía actual de la indemnización es de 8 días por año trabajado, lo cual no implica
una gran carga para los empresarios teniendo en cuenta los bajos salarios asociados a los
contratos de duración determinada. Además, es incluso inferior a la que existía para el contrato
para el fomento del empleo (12 días por año trabajado).
(5) Este contrato es una figura tradicional en el ordenamiento jurídico español y se define
normativamente como aquél que se concierta para la realización de una obra o prestación de un
servicio determinado con autonomía y sustantividad propia dentro de la actividad de la empresa
y cuya ejecución, aunque limitada en el tiempo, es en principio de duración incierta.
62
ESTADÍSTICA ESPAÑOLA
del fenómeno e indicará cuáles son las variables sobre las que hay que incidir para
aumentar la estabilidad laboral.
Este trabajo introduce la novedad de utilizar la información estadística longitudinal
proveniente del Panel de Hogares de la Unión Europea para España (PHOGUE; INE
2001), que es una encuesta particularmente adaptada para conocer las trayectorias
laborales de los individuos y, por tanto, es idónea para tratar el tema de las transiciones efectuadas por los trabajadores temporales. Concretamente, se utilizan las olas
correspondientes al periodo 1995-2001(6).
El resto de artículo se estructura de la siguiente forma: en la sección 2 se presenta
un breve resumen de los antecedentes empíricos realizados en España sobre la
cuestión, para ubicar nuestro trabajo en la literatura existente. A continuación, se
efectúa un análisis descriptivo por sexo de las transiciones laborales de los individuos,
mientras que en la sección 4 se ajusta un modelo de elección discreta que permite
analizar las características de los trabajadores temporales, también según género, en
relación a los de otras situaciones laborales. En el siguiente epígrafe, se estiman
modelos de riesgos en competencia, obteniéndose estimaciones paramétricas y no
paramétricas, a fin de estudiar la dinámica temporal de las transiciones de esos trabajadores hacia otros estados laborales, con especial consideración de su evolución
hacia el empleo permanente. En la sección 6 se presentan las principales conclusiones
obtenidas y, por último, se muestra un apéndice estadístico con las variables utilizadas
en las estimaciones.
2. ANTECEDENTES EMPÍRICOS
El gran éxito de la contratación temporal se debe, principalmente, a que implica para las empresas unos menores costes de despido de los trabajadores. De esta forma,
los empresarios pueden afrontar con menores riesgos situaciones adversas en la
demanda de sus productos o cambios tecnológicos de su sistema de producción. Pero
además, bajo el contexto de la teoría del job matching (Jovanovic 1979), la situación
de temporalidad puede representar un mecanismo que utilicen las empresas para la
selección de sus trabajadores permanentes, en función de su calidad y de sus características personales (Loh 1994; Wang y Weiss 1998). Obviamente, desde el punto de
vista del trabajador, en la mayoría de los casos éste preferirá un contrato permanente
(6) Los datos correspondientes a la primera ola del PHOGUE no se incluyen, ya que en ella
no existe información sobre el tipo de contrato de los trabajadores.
LA NATURALEZA DE LA TEMPORALIDAD EN EL EMPLEO: NUEVA EVIDENCIA EMPÍRICA
63
a otro temporal(7), dado que el primero es equivalente al segundo con una opción de
continuar en el empleo.
La existencia de una gran proporción de trabajadores temporales en España, como
anteriormente se ha reseñado, ha podido acrecentar el dualismo de nuestro mercado
laboral. Según indica la teoría de los mercados segmentados (Doeringer y Piore 1971)
hay, por una parte, un sector primario donde se encontrarían los trabajadores permanentes que gozarían de un gran poder sindical, estando caracterizado dicho sector por
altos salarios, seguridad económica y grandes posibilidades de promoción. Por otra
parte, está el sector secundario donde aparecerían los trabajadores temporales, los
cuales tendrían unos salarios determinados competitivamente pero en general mal
pagados, escasas opciones de promoción y una gran movilidad externa involuntaria.
Además, la situación de temporalidad está asociada a indeterminación económica ante
el futuro, lo que genera por ejemplo la imposibilidad de acceder a una vivienda en
propiedad, y a menores niveles de afiliación y protección sindical. El tránsito de los
trabajadores de un sector a otro que se puede realizar en las propias empresas es
reducido; muchos de los que ocupan empleos secundarios se encuentran bloqueados
en estos empleos.
Dentro de los trabajos españoles que estudian las características que poseen los
trabajadores temporales y sus transiciones en el mercado, cabe citar por ejemplo AlbaRamírez (1998), Amuedo-Dorantes (2000) y Güell y Petrongolo (2000).
Alba-Ramírez (1998) analiza, en primer lugar, la probabilidad de que un trabajador
tenga un contrato temporal, mediante la estimación de un modelo logit, haciendo uso
de los datos procedentes de la EPA (INE) para el periodo comprendido entre 1987 y
1996. Como principales conclusiones encuentra que son los colectivos compuestos por
mujeres, individuos más jóvenes, con menor nivel educativo y sin una relación de
pareja estable los que tienen una mayor probabilidad de tener contratos temporales.
En segundo lugar, a través de la información procedente de la EPA enlazada (INE)
correspondiente al periodo 1987-1995, examina las transiciones que realizan los
temporales hacia el empleo permanente, el empleo no asalariado (empresario o trabajador independiente), el paro o la inactividad (conjuntamente considerados) o la permanencia en la misma situación laboral precaria. Tras la estimación de un modelo logit
multinomial halla, como resultados más significativos, que los individuos con mayor
nivel educativo, más edad y de sexo masculino muestran una mayor probabilidad de
obtener un contrato indefinido. Finalmente, demuestra que la antigüedad en el puesto
de trabajo ejerce una influencia positiva sobre el tránsito hacia el empleo permanente y
(7) En la práctica algunos colectivos pueden desear un trabajo temporal a otro permanente,
como sería el caso de los estudiantes que utilizan los periodos vacacionales para obtener algunos ingresos.
64
ESTADÍSTICA ESPAÑOLA
que son los trabajadores pertenecientes a la agricultura y a la construcción los que
tienen una menor probabilidad de convertirse en trabajadores indefinidos.
Amuedo-Dorantes (2000) y Güell y Petrongolo (2000) también se centran en las
transiciones de los trabajadores temporales hacia el empleo permanente, aunque
empleando una metodología diferente a la de Alba-Ramírez (1998). Concretamente, en
ambos artículos, se introduce la novedad de estimar modelos de duración en la situación de temporalidad con posibles salidas hacia diferentes estados(8), utilizando
nuevamente la EPA enlazada. La principal diferencia entre ellos se refiere al periodo
muestral usado, mientras que Amuedo-Dorantes (2000) hace el estudio para el periodo
1995-1996, Güell y Petrongolo (2000) analizan las transiciones de los temporales entre
1987 y 1996.
Entre los principales resultados obtenidos en estos trabajos podemos destacar que
Amuedo-Dorantes (2000) halla, por un lado, que la persistencia en la situación de
temporalidad es muy alta dentro del primer año de antigüedad en el empleo; por otro
lado, encuentra que los trabajadores temporales a tiempo completo son los que tienen
más posibilidad de lograr la estabilidad laboral, y que son los empleados en la construcción o en la agricultura los que muestran menos opciones de transformar sus
contratos en indefinidos (este último resultado coincide con el obtenido por AlbaRamírez, 1998). Por su parte, Güell y Petrongolo (2000) observan que cuando un
trabajador temporal tiene una antigüedad de 1 ó 3 años, su probabilidad de transitar
hacia el empleo indefinido es mayor; en el primero de los casos, ellos argumentan que
es debido a la utilización que hacen algunos empresarios del contrato temporal como
un mecanismo de selección de trabajadores y, en el segundo, a que los contratos
temporales en el periodo analizado fueron usados hasta alcanzar su máxima duración
legal, es decir, los empresarios optaron por el empleo permanente cuando no existía
otro mecanismo para retener al trabajador.
Con el trabajo que presentamos a continuación y gracias al PHOGUE se pretende
complementar los resultados encontrados en esos artículos previos, a fin de poder
caracterizar mejor a nuestro mercado laboral.
(8) En la literatura anglosajona dichos modelos son designados con la expresión Competing
Risks Hazards Models, que ha sido traducida al castellano como "Modelos de riesgos en competencia".
LA NATURALEZA DE LA TEMPORALIDAD EN EL EMPLEO: NUEVA EVIDENCIA EMPÍRICA
65
3. ANÁLISIS DESCRIPTIVO DE LAS TRANSICIONES LABORALES POR SEXO
Los individuos acuden al mercado de trabajo con un abanico de características
productivas, las cuales les servirán de señales a los empresarios para contratarlos en
los diferentes puestos disponibles, como asalariados temporales o permanentes.
Habrá un conjunto de ellos que no serán contratados y permanecerán en paro o decidirán emprender su propio negocio. Finalmente, otro grupo preferirá no participar en el
mercado, bien por desánimo o bien por circunstancias personales que les hagan elegir
la inactividad. Nos interesamos aquí en conocer las transiciones que han efectuado en
el mercado los individuos de ambos sexos entre dos periodos anuales sucesivos, lo
que permitirá tener una idea de la movilidad laboral en España. A este respecto, la
tabla 1 proporciona las transiciones interanuales durante el periodo 1995-2001, según
puede deducirse del PHOGUE (INE 2001). Se consideran las siguientes situaciones
laborales: asalariados con contrato temporal(9), asalariados con contrato indefinido,
parados, inactivos(10) y trabajadores no asalariados o empresarios.
En primer lugar, se constata como el 57% de los trabajadores temporales varones
mantienen esa misma situación un año después, siendo dicho porcentaje inferior en 6
puntos para las mujeres, mientras que para ambos sexos la tasa de transformación de
contratos temporales en indefinidos es ligeramente inferior al 24%(11). Parece que la
estabilidad laboral va mejorando en el tiempo, pues esta última cifra es superior a la
hallada por Amuedo-Dorantes (2000) para el periodo 1995-1996, con datos de la EPA
(INE); dicha autora encuentra que el porcentaje de temporales que se convierten en
indefinidos es del 12%. Por su parte, Alba-Ramírez (1998) observa que la tasa de
conversión de trabajadores temporales en fijos fue disminuyendo desde la reforma de
1984. Concretamente, cayó desde el 23% en 1988 al 12% de media para el periodo
1993-1996. Este conjunto de datos señalan una baja tasa de conversión de los empleos temporales en permanentes, si se comparan con los calculados por Segal y
(9) En este grupo de trabajadores se incluyen los aprendices remunerados, los trabajadores
en formación, y aquellos otros que no tengan contrato o presenten un acuerdo laboral distinto al
contrato indefinido.
(10) Este colectivo está compuesto por aquellas personas que sólo realizan labores del hogar,
cuidado de niños u otras personas, o presentan otro tipo de inactividad económica distinta a la
de estudiante, cumplimiento del servicio militar o prestación social sustitutiva o jubilación. La
situación de estudiante no es considerada porque forma parte de una estrategia de futuro, en la
que la mayoría de los individuos deciden durante la duración de los estudios no acceder al
mercado de trabajo. De igual forma la decisión de jubilación es irreversible en la práctica.
(11) A partir de estos datos también se ha observado que el porcentaje de trabajadores temporales que se transforman en permanentes registra un aumento significativo a partir de la
reforma laboral de 1997. Concretamente, para el periodo 1998-2001, dicho porcentaje fue del
27% para los varones y del 26% para las mujeres.
66
ESTADÍSTICA ESPAÑOLA
Sullivan (1995) para los EEUU. Dichos autores muestran que más de la mitad de los
trabajadores temporales estadounidenses se transforman en indefinidos; además, sólo
un tercio de los empleados temporales mantienen su situación de temporalidad un año
después. Con respecto al resto de situaciones a las que se dirigen el siguiente año los
poseedores de un contrato temporal en España, cabe señalar que la segunda por
orden importancia es el paro (un 14% para ambos sexos).
En segundo lugar, los datos de la tabla 1 indican un bajo porcentaje de individuos
parados que acceden a un empleo permanente de forma directa al año siguiente,
siendo algo superior para los varones (un 7% frente a un 4,5% para las mujeres); la
mayoría de estos sujetos que encuentran un trabajo asalariado lo hacen con un contrato temporal. Del resto, una gran parte sigue en paro un año posterior y una proporción
no desdeñable de mujeres (algo más del 24%) pasan a la inactividad. Esto demuestra
la poca absorción por parte del mercado de estos individuos.
En tercer lugar, se observa que dentro de las transiciones que realizan los inactivos
hacia el empleo, la salida hacia el trabajo temporal es la más frecuente (un 3% para
ambos sexos), incluso la situación de trabajador autónomo representa para ambos
sexos un mayor peso que la correspondiente al empleo permanente. En cualquier
caso, la gran mayoría permanecen en la inactividad (un 84% de los varones y un 90%
de las mujeres).
Por último, las dos situaciones más favorables de estabilidad laboral la presentan
los trabajadores permanentes y autónomos. Así, un año después casi un 89% de los
primeros conservan esa misma situación para ambos géneros, una cifra similar que los
varones autónomos y un poco menor (80%) que el colectivo femenino. La inactividad
es elegida como salida de manera diferente por las mujeres en los dos estados laborales anteriores, puesto que un 11% de las que emprenden su propio negocio se encuentran inactivas un año después, cuando sólo un 2% de las trabajadoras fijas entran
en ese estado. Estos hechos confirman que es más arriesgado ser empresaria que
tener un contrato fijo, si bien los porcentajes de las que fracasan en sus negocios no
son importantes y están bien lejos de lo que representa la inestabilidad laboral para los
otros colectivos de ambos sexos reseñados anteriormente.
LA NATURALEZA DE LA TEMPORALIDAD EN EL EMPLEO: NUEVA EVIDENCIA EMPÍRICA
67
4. DETERMINANTES DE LOS ESTADOS LABORALES POR GÉNERO
En esta sección se pretende arrojar nueva evidencia empírica sobre los factores
que influyen en las distintas situaciones laborales que tienen los individuos de ambos
sexos en un momento temporal determinado. Para ello, se estima un modelo logit
multinomial que tiene la siguiente expresión:
ln(p ji / p1i ) = β 1 +
∑β X
h
hi
+ ε i con j =2,3,4,5 ; h= 2,...,30
[1]
donde p1i toma el valor 1 si el trabajador es permanente, y 0 en otro caso; p2i es igual a
1 si el individuo es temporal, y 0 en el resto; p3i es igual a 1 si el individuo está parado,
y 0 de otra forma; p4i es 1 si es inactivo, y 0 en otro caso; finalmente, p5i vale 1 si el
individuo es empresario o trabajador independiente, y 0 en el resto de situaciones. Xhi
es el valor que toma la variable explicativa h para cada individuo, β son parámetros
desconocidos y εi es el término de perturbación aleatoria que se supone distribuido
según una N(0,1). Las variables explicativas que se consideran son: características
personales (edad, nivel de estudios y estado civil), características familiares (composición y renta del hogar(12)), situación laboral en el año anterior, tamaño del municipio y
región de residencia y, por último, variables ficticias que reflejan el año en que el
individuo es encuestado(13).
Este modelo logit multinomial se estima tanto para varones como para mujeres(14),
puesto que previamente con objeto de caracterizar la influencia de la variable sexo se
ha regresado dicho modelo con toda la muestra, observándose diferencias significativas de esta variable (tabla 2). Así, los resultados de esta última regresión indican una
cierta situación de desventaja de las mujeres en el mercado de trabajo, ya que ellas
(12) Esta renta es el resultado de dividir los ingresos del hogar sustraídos los del trabajo del
individuo entre la escala de equivalencia de Oxford, utilizada por la OCDE. Su expresión es:
e(ni , nj ) =
1
1 + 0,7(ni − 1) + 0,5nj
donde ni es igual al número de adultos mayores de 14 años, y nj es el número de personas con
14 años o menos, con lo que se distinguen las diferentes necesidades de consumo de ambos
grupos.
(13) Los descriptivos de estas variables y su definición aparecen en el apéndice (Tablas A1 y
A2). En relación a la agrupación de las CCAA por regiones, se ha seguido el criterio del PHOGUE.
(14) Una de las hipótesis necesarias para la aplicación del modelo multinomial es la independencia de las situaciones consideradas; en este caso, dicha independencia es corroborada
tras la aplicación del test de las alternativas irrelevantes.
68
ESTADÍSTICA ESPAÑOLA
muestran más probabilidad que los varones de estar paradas o inactivas, con respecto
a la probabilidad de ser permanentes(15), y menos de formar su propio negocio; sin
embargo, tienen iguales posibilidades que los varones de poseer un contrato temporal
(a diferencia de lo hallado por Alba-Ramírez, 1998).
En las tablas 3 y 4 aparecen las estimaciones del modelo distinguiendo por género
y los correspondientes efectos marginales, respectivamente. Una primera constatación
que cabe destacar se refiere a los contrastes estadísticos aplicados. Estos muestran la
gran capacidad explicativa de la especificación empleada y la significación individual
de la mayoría de los coeficientes en ambas regresiones.
Atendiendo después a los resultados más importantes, podemos señalar los siguientes. Por una parte, son los trabajadores asalariados con más edad los que tienen
más probabilidad de tener un contrato indefinido para ambos sexos, independientemente de la situación en que estaban un año antes, lo que es indicativo de las dificultades que encuentran los jóvenes para lograr la estabilidad laboral. Este resultado
confirma también lo hallado por Alba-Ramírez en el ámbito español y que es bastante
generalizado en otros contextos (ver OCDE 2003).
Como las predicciones teóricas indican, bien a través de la teoría del capital humano (Becker 1964) o bien a través de la del filtro (Arrow 1973), el nivel educativo de los
individuos tiene una enorme importancia en la determinación de su estado laboral.
Concretamente, si se comparan los trabajadores eventuales con los indefinidos, se
observa para ambos géneros que aquellos con estudios universitarios (tanto de ciclo
largo como de ciclo corto) son los que tienen menos opciones de ser temporales. Les
siguen aquellos que tienen segundo nivel de estudios secundarios y los que ostentan
un diploma profesional de segundo ciclo. En términos marginales la posesión de un
título universitario incrementa en más de 20 puntos porcentuales, para ambos sexos, la
probabilidad de tener un empleo permanente, en relación a la existente para los trabajadores con estudios primarios. Por otro lado, la probabilidad de estar parado o inactivo, respecto a la de ser trabajador permanente, presenta una relación inversa con el
mayor diploma educativo poseído, si bien los titulados de FPI están mejor situados que
los de primer nivel de enseñanza secundaria general en ambos estados. Por su parte,
de acuerdo con la teoría del filtro(16), en términos generales, no son los más educados
(15) La situación laboral de referencia considerada es el empleo permanente, tanto en esta
regresión como en la siguiente por sexo (tabla 3); es decir, la correspondiente a aquellos trabajadores con contratos indefinidos. Esta categoría de individuos está así contemplada en el texto
por oposición a la de los demás estados.
(16) La teoría del filtro se apoya en que la educación aporta “certificados” a medida que el
estudiante avanza en el sistema educativo, aunque éstos no son prueba de que crezca su productividad, o que estén vinculados a la entrenabilidad; sólo son indicadores para los empleadores
acerca de los trabajadores más aptos. Estos tienen que exhibir sus credenciales para poder ser
contratados, cosa que no sucede con los empleadores o autónomos.
LA NATURALEZA DE LA TEMPORALIDAD EN EL EMPLEO: NUEVA EVIDENCIA EMPÍRICA
69
los que emprenden una actividad por cuenta propia; así, por ejemplo, los varones con
estudios universitarios de ciclo largo tienen una probabilidad de montar su propio
negocio inferior en 5 puntos porcentuales a la de los individuos con estudios primarios.
La tradicional división de tareas dentro del hogar existente aún en nuestra sociedad, donde generalmente el varón asume el papel de sustentador económico de la
familia y la mujer desempeña las tareas domésticas, provoca el resultado de que las
mujeres casadas muestren una probabilidad de ser inactivas superior en 21 puntos
porcentuales con respecto a las que no tienen pareja, mientras que los varones en las
mismas circunstancias presentan menos opciones (1,6 puntos porcentuales) de estar
fuera del mercado de trabajo. Por otro lado, existe una asociación negativa entre
encontrarse casado o con pareja y ser un trabajador temporal o estar parado, probablemente la inestabilidad y precariedad económica asociadas a estos estados desincentive a los individuos para establecer relaciones de pareja estables.
La composición del hogar influye sobre todo en la inactividad, afectando principalmente a las mujeres. Concretamente, la presencia de hijos menores de 6 años, que
son en principio los que más cuidados y atención demandan, hace crecer la probabilidad de que las mujeres sean inactivas en aproximadamente 15 puntos porcentuales.
Además, como cabría esperar para ambos sexos, los resultados señalan que el estado
de inactividad es más probable cuanto mayor sea la renta del hogar.
Con respecto a la influencia de la situación laboral de los individuos un año antes,
los resultados coinciden con la descripción de los flujos laborales presentados en la
tabla 1, una vez que se ha controlado por el resto de variables explicativas. Así, por
una parte, se observa que son los empleados permanentes, los trabajadores no asalariados y los inactivos los que muestran una mayor inercia a permanecer en su estado
laboral pasado, sobre todo los primeros. Por otra parte, dentro del grupo de activos, los
trabajadores temporales tienen más opciones de estar en la situación de temporalidad
un año después (entre 10 y 24 puntos porcentuales, según sean varones o mujeres).
La región de residencia en términos generales influye significativamente sobre la
probabilidad de colocarse en los distintos estados laborales. Cabe destacar, en primer
lugar, que los asalariados residentes en Madrid, seguidos de los de las regiones Este
(Cataluña, Comunidad Valenciana, Baleares) y Noreste (País Vasco, Navarra, Rioja,
Aragón), tienen más posibilidades de tener un contrato indefinido, lo que aparece como
un buen indicador del dinamismo económico que registran estas zonas en los últimos
tiempos. Concretamente, los varones presentan una probabilidad superior en 10
puntos porcentuales con respecto a los residentes en la región Sur (Andalucía, Ceuta,
Melilla, Murcia), mientras que para las mujeres dicha diferencia es de al menos 5
puntos porcentuales. Por otro lado, la pertenencia a la región Sur incide negativamente
sobre las opciones de estar empleado para ambos sexos, lo cual es un resultado
esperado dado el menor nivel de desarrollo económico de esta área geográfica en
70
ESTADÍSTICA ESPAÑOLA
relación al resto de regiones (Martín 1999). Por último, la mayor probabilidad de realizar un empleo no asalariado la tienen los varones residentes en la región Centro
(Castilla y León, Castilla La Mancha, Extremadura) y en el caso de las mujeres dicha
circunstancia ocurre en la región Noroeste (Asturias, Cantabria, Galicia).
El tamaño de municipio es un factor favorable para la estabilidad en el empleo. Por
ejemplo, los trabajadores varones que habitan en municipios pequeños y medianos
tienen una probabilidad de poseer un contrato indefinido 7 puntos porcentuales inferior
a la correspondiente para los municipios con más de 100.000 h. Entre otras razones,
este resultado puede explicarse por la mayor incertidumbre a la que se enfrentan los
empresarios en dichos municipios ante variaciones en la demanda, probablemente
dado el reducido tamaño de sus negocios.
Las estimaciones referentes a las dummies temporales reflejan, por otro lado, el
impulso que representó la reforma de 1997 sobre la contratación indefinida en detrimento en general de la contratación temporal. Concretamente, tanto para el colectivo
masculino como para el femenino, la probabilidad de tener un contrato indefinido
aumentó entre 3 y 12 puntos porcentuales a partir de este momento con respecto a
1996. También se observa que la evolución positiva de la economía española durante
el periodo considerado provocó que la probabilidad de estar parado disminuyera de
forma progresiva e importante para ambos sexos.
5. TRANSICIONES DESDE LA TEMPORALIDAD: ANÁLISIS DE DURACIÓN
A diferencia de los anteriores epígrafes, en esta sección nos centramos únicamente
en el colectivo de trabajadores temporales, con el objetivo de estimar la dinámica
temporal de sus transiciones en el mercado de trabajo, mediante la utilización de
modelos de duración. En estos modelos se examina la probabilidad de salir de un
estado en un determinado momento t, habiendo alcanzado una duración o periodo de
supervivencia en dicho estado igual a T. Esta probabilidad condicionada λ(t) es igual a:
λ(t) =
f(t)
S(t)
[(2]
donde f(t) es la función de densidad y S(t) la función de supervivencia, la cual nos
muestra la probabilidad de sobrevivir en un estado dado hasta el momento t.
En este tipo de especificaciones suelen aparecer observaciones censuradas, que
pueden ser de dos tipos: observaciones censuradas a la izquierda, que ocurren cuando no se conoce el momento en el que se inició el periodo de duración bajo estudio, y
observaciones censuradas a la derecha, que aparecen cuando aún no se ha producido
la salida del estado en cuestión.
71
LA NATURALEZA DE LA TEMPORALIDAD EN EL EMPLEO: NUEVA EVIDENCIA EMPÍRICA
En el caso que nos concierne, el modelo de duración más adecuado para analizar
la dinámica de las transiciones de los trabajadores temporales es un modelo de riesgos en competencia, que se utiliza cuando la finalización de la permanencia en un
estado implica la salida hacia otras situaciones alternativas. Concretamente, se observa la duración de los contratos temporales que se inician durante el periodo 1995-2000
y se sigue su evolución; los individuos que mantuvieron su situación de temporalidad
en el año 2001 son considerados como observaciones censuradas a la derecha,
siendo las posibles salidas que pueden hacer los sujetos en el resto de periodos: el
empleo permanente, el paro, la inactividad o el empleo no asalariado(17).
En los modelos de riesgos en competencia, cuando se estima la función de riesgo
para una salida determinada es necesario considerar a las demás como censuradas
(ver Narendranthan y Stewart 1993). Por ejemplo, cuando se ajusta el riesgo de abandonar el empleo temporal para alcanzar el permanente, los individuos que transitan
hacia el paro, la inactividad o el empleo no asalariado hay que tratarlos como observaciones censuradas.
La especificación del modelo de riesgos en competencia utilizada es la correspondiente al riesgo proporcional de Cox (1972), que tiene la siguiente expresión:
λ(t i , X i , β) = e
X 'iβ
λ 0 (t i )
[3]
la cual tiene la ventaja de que no es necesario hacer ninguna especificación del parámetro λ0(ti), denominado riesgo basal, que recoge la dinámica de las transiciones de
los trabajadores eventuales, una vez que se ha controlado por las características
observadas de dichos individuos, representadas por el vector Xi.
Para lograr estimaciones no paramétricas de la función de riesgo es necesario previamente obtener estimaciones del vector de coeficientes β, las cuales se calculan
maximizando la siguiente función de verosimilitud:
logL =
∑ ∑d
v
i
iv
Lnλ v (t i , X i , β) +
∑ ∑LnS (t , X , β)
v
i
v
i
i
[4]
donde v representa las distintas transiciones que pueden realizar los trabajadores
temporales, que son designados con el subíndice i, siendo div igual a 1 cuando se
produce la salida hacia el estado que se analiza y 0 en caso contrario.
(17) Para los trabajadores temporales que cambian de estado laboral en un año determinado,
no se conoce con exactitud el mes en que se produce tal evento. Para aproximarlo se sigue un
procedimiento similar al utilizado por Güell y Petrongolo (2000), concretamente se asigna el mes
que resulte de la realización para cada individuo de un diseño aleatorio a partir de una distribución uniforme, donde los posibles valores de la variable aleatoria son los doce meses que
componen un año.
72
ESTADÍSTICA ESPAÑOLA
El vector Xi está compuesto por los valores que toman las variables explicativas al
inicio de la relación laboral; en este caso comprenden las características personales
del individuo (nivel educativo y estado civil), características familiares (composición y
renta del hogar), las correspondientes a su empleo (actividad del establecimiento, tipo
de jornada, sobreeducación, forma de obtener el empleo y número de meses de paro
previos al empleo), la región de residencia, tamaño de municipio y dummies temporales(18).
5.1
Resultados de la especificación paramétrica
En primer lugar, al igual que en el epígrafe anterior, se efectúan las estimaciones de
los coeficientes del modelo (4) usando toda la muestra, con objeto de observar el distinto
comportamiento de la variable sexo frente a las transiciones laborales (tabla 5). Los
resultados corroboran que los varones tienen una mayor propensión de transitar hacia la
estabilidad laboral, pues quizás los empleadores perciban el empleo permanente femenino como más inseguro que el masculino, dado el mayor riesgo de abandono voluntario
asociado a las interrupciones que las mujeres pueden realizar a lo largo de su trayectoria
profesional, principalmente por motivos familiares. Asimismo, son los hombres los que
mayoritariamente se deciden a montar su propio negocio, si las perspectivas de su
contrato temporal no les convencen; en cambio, las mujeres se dirigen en estos casos
hacia la inactividad.
Una vez comprobadas las diferencias según sexo, se estima el modelo (4) para cada colectivo (tabla 6); no obstante, la escasez de observaciones no permite contemplar
las transiciones hacia el empleo autónomo de las mujeres y hacia la inactividad de los
varones.
Comenzando con las características personales se constata en la tabla 6 que, para
ambos sexos, son los universitarios (tanto de ciclo corto como de ciclo largo) los que
presentan una mayor probabilidad de transformar su contrato temporal en indefinido;
en el caso de las mujeres les siguen las poseedoras de un diploma de FPII. En alguna
medida, esto puede ser consistente con las predicciones teóricas que consideran al
empleo temporal como un estado de prueba hacia el empleo permanente (Jovanovic
1979; Loh 1994; Wang y Weiss 1998). Así, bajo la hipótesis de que la mayor acumulación de educación estará asociada a una productividad más elevada, según indica la
teoría del capital humano (Becker 1962; Black y Lynch 1996), serán los individuos con
más estudios los que superen con mayor facilidad ese estado de prueba en el puesto
de trabajo. Este argumento también se refuerza por el hecho de que son los titulados
universitarios de ciclo largo los que tienen menos probabilidad de estar parados. Por
otra parte, se constata que las mujeres tienen una relación negativa entre el nivel de
(18) Los descriptivos de estas variables y su definición aparecen el apéndice (Tablas A3 y A4).
LA NATURALEZA DE LA TEMPORALIDAD EN EL EMPLEO: NUEVA EVIDENCIA EMPÍRICA
73
estudios y la transición hacia la inactividad, y que los varones poseedores de un
diploma de FPII tienen más probabilidad que los demás de dejar el contrato temporal
para emprender su propio negocio.
El hecho de mantener una relación de pareja estable, en el caso de los varones,
parece implicar un mayor grado de responsabilidad que influye positivamente, por un
lado, en las transiciones hacia el empleo permanente a través de un mayor esfuerzo
en el puesto de trabajo y, por otro lado, en el paso hacia el empleo autónomo para
aquellos que no tengan éxito en el logro de un empleo estable. Por el contrario, para
las mujeres dicho estado personal aumenta la probabilidad de convertirse en inactivas,
lo que puede deberse a que en estos hogares sea el varón el que asuma el papel de
aportar ingresos a la familia.
En lo referente a las características de los empleos se observa, en primer lugar,
que para las mujeres la persistencia de la situación de temporalidad es más alta en la
hostelería y servicios sociales, mientras que para los varones esta circunstancia ocurre
en la agricultura y en la construcción, al igual de lo encontrado en la literatura previa.
En ambos casos, la propia naturaleza temporal de estas actividades puede justificar la
utilización del contrato por obra o servicio determinado. No obstante, las mujeres que
trabajan en el sector agrícola y en la contrucción, al centrarse mayoritariamente su
actividad en dichos sectores en tareas administrativas y de gestión con una naturaleza
más estable, tienen más probabilidad de obtener un contrato indefinido. Otro resultado
de interés es que los varones contratados temporalmente en la construcción y en la
industria son los que menos probabilidad tienen de establecerse en un negocio propio.
En segundo lugar, se constata que los varones con un empleo a tiempo completo
tienen más posibilidades de transitar hacia la estabilidad, y si están sobreeducados
menos probabilidad de perder su empleo. En tercer lugar, para ambos sexos, la
trayectoria laboral pasada del individuo ejerce una influencia significativa en las
transiciones desde la temporalidad al desempleo, ya que cuanto mayor es el periodo
de paro antes de lograr el trabajo, mayores son las opciones de perderlo, además de
que menores son las posibilidades de estabilizarse para los varones. Finalmente, los
resultados cuestionan la eficacia de las oficinas y agencias de empleo como medio
para alcanzar la estabilidad laboral, pues los individuos que han accedido a un contrato
temporal a través de ellas tienen más probabilidad de transitar hacia el paro y menos
de conseguir un empleo permanente en el caso de los hombres.
En relación a la región de residencia de los trabajadores temporales, se observa
una significativa influencia de ésta sobre la probabilidad de transitar hacia el empleo
permanente. Así, las componentes de la región Sur (Andalucía, Ceuta, Melilla, Murcia),
junto a Canarias en el caso de las mujeres, son las zonas geográficas donde las
opciones de transformar el contrato en indefinido son menores. Además, cabe resaltar
el dinamismo económico de las comunidades mediterráneas que comprenden la región
74
ESTADÍSTICA ESPAÑOLA
Este (Cataluña, Valencia, Baleares), ya que en ellas se alcanza por un lado la mayor
probabilidad de obtener un empleo estable y por otro lado, para las mujeres, la menor
propensión de transitar hacia la inactividad.
Por último, con respecto a las variables que reflejan el año en que se produce la
salida de la temporalidad, se constata a partir de 1998 un incremento en la
probabilidad de transitar hacia un contrato indefinido, lo que refleja el relativo éxito de
la política de empleo instrumentada en 1997, que tenía como principales pilares el
fomento de la estabilidad laboral y la formación en la empresa.
5.2
Estimaciones de las funciones de riesgo
Con los parámetros estimados a partir del modelo de riesgo proporcional anterior,
se obtienen seguidamente las funciones de riesgo(19) de salida de los trabajadores
temporales hacia el empleo permanente, el paro, la inactividad o el empleo no asalariado (gráficos 1 a 6).
Según se observa en los gráficos 1 y 2, el riesgo de que los trabajadores temporales de ambos sexos transformen sus contratos en indefinidos durante los primeros
meses de la relación laboral es bastante bajo. En este sentido son varios los factores
que justifican este resultado, como indica la teoría del job matching (Jovanovic 1979),
la antigüedad del trabajador en la empresa es una señal de la calidad del emparejamiento entre el empresario y el trabajador, así conforme mayor sea la duración de la
relación laboral cabe esperar que mejor será esta unión y, por consiguiente, aumentan
las posibilidades de que los trabajadores se conviertan en permanentes. De igual
manera, más antigüedad en el puesto de trabajo en general implicará una baja propensión del trabajador al cambio voluntario y una mayor fidelidad a la empresa, que
podría ser premiada con la transformación del contrato temporal en permanente.
Además de estos factores, también hay que considerar las restricciones impuestas
por la legislación laboral vigente en el periodo analizado sobre la relación entre antigüedad y empleo temporal. En particular, los empresarios han podido esperar a que se
alcanzara la duración legal máxima del contrato temporal para decidir si despiden a los
trabajadores temporales o los transforman en permanentes. Tras la reforma laboral de
1994, los contratos temporales con la duración máxima posible más utilizados por los
empresarios fueron el contrato eventual por circunstancias de la producción y la contratación por lanzamiento de nueva actividad(20). El primero de ellos tiene una duración máxima de 6 meses dentro de un periodo de 1 año (aunque en la negociación
(19) Dichas funciones están evaluadas en los valores medios de las variables explicativas.
(20) La nueva actividad puede referirse a la creación de una línea de producción, el lanzamiento de un nuevo producto o servicio, o la apertura de un nuevo centro de trabajo.
LA NATURALEZA DE LA TEMPORALIDAD EN EL EMPLEO: NUEVA EVIDENCIA EMPÍRICA
75
colectiva se pueden pactar duraciones superiores a ese límite), mientras que la duración máxima del segundo es de 3 años.
Para periodos de temporalidad superiores a los cincos años, aproximadamente, se
inicia un decrecimiento de la probabilidad de tránsito hacia el empleo permanente, esta
circunstancia afectará en la mayoría de los casos a trabajadores con contrato por obra
o servicio determinado, cuyas características puede tener el efecto perverso de perpetuar la situación de eventualidad del trabajador.
Por otra parte, cabe destacar como hecho más significativo mostrado por los gráficos 3 y 4 que el riesgo de salida hacia la situación de desempleo es una función
creciente con el tiempo durante los primeros 18 meses de la relación, y decreciente
durante el resto de periodos. Este fenómeno también estaría en concordancia con las
predicciones de la teoría del job matching (Jovanovic 1979) que nos indica que los
malos emparejamientos entre las empresas y los trabajadores tienen más probabilidad
de detectarse en los primeros momentos de la relación laboral. Además, podría recoger la evolución de los empleos de corta duración con una verdadera naturaleza
temporal.
El gráfico 5 que exhibe el perfil las mujeres asalariadas temporales hacia la inactividad presenta un comportamiento errático, como se podría esperar, en la medida en
que el abandono del mercado de trabajo viene condicionado por factores externos
como, por ejemplo, las circunstancias familiares. Por último, el gráfico 6 muestra una
función de riesgo creciente para los varones que transitan hacia el empleo autónomo,
lo que indica que aquellos trabajadores que observen que las posibilidades de lograr la
estabilidad laboral disminuyen con el tiempo, optarán por iniciar su propio negocio.
76
ESTADÍSTICA ESPAÑOLA
6. CONCLUSIONES
En este trabajo se ha realizado una aproximación al estudio del fenómeno de la
temporalidad en España, que es un tema de gran interés en el contexto de nuestro
actual mercado de trabajo. Así, por ejemplo, hay que citar la advertencia que hace la
OCDE (2003) sobre la alta precariedad laboral existente en España, lo que puede
provocar, entre otros riesgos, un fuerte incremento de la tasa de desempleo si la
economía entra en una etapa de ralentización. Las políticas activas sobre el mercado
de trabajo que en el futuro se instrumenten para solucionar este problema deberían
tener en cuenta las características de los trabajadores temporales y de sus transiciones hacia la estabilidad laboral, con el objeto de disminuir la incertidumbre sobre los
factores que se han de fomentar para lograr los fines perseguidos. En este sentido,
este trabajo ha arrojado nueva evidencia empírica sobre estos temas, haciendo uso de
los datos procedentes del PHOGUE (INE 2001).
Los principales resultados obtenidos muestran, en primer lugar, que la situación
más desfavorable en nuestro mercado laboral la experimentan principalmente las
mujeres, los jóvenes y los trabajadores con menor nivel educativo. En segundo lugar,
con respecto a las transiciones de los trabajadores temporales, se observa, para los
varones, que trabajar en el sector agrícola o en la construcción influye negativamente
sobre la probabilidad de abandonar la precariedad laboral para obtener un empleo
permanente, mientras que esta circunstancia ocurre para las mujeres que están empleadas en la hostelería o en los servicios sociales. Por otra parte, se constata que
cuanto mayor haya sido el periodo de paro antes de lograr el empleo, mayor es la
probabilidad que tiene el asalariado temporal de entrar en el paro y menor la de estabilizarse al año siguiente. Asimismo, cabe señalar que la obtención de la ocupación
mediante una oficina o agencia de colocación, frente a otras alternativas como son el
lograr el empleo a través de amigos, prensa o a través del empleador directamente,
influye positivamente para que el trabajador temporal pierda su puesto de trabajo; con
lo cual, es posible que esas instituciones no estén cumpliendo completamente con uno
de los objetivos de su existencia, que es coordinar y ajustar de forma adecuada la
demanda de trabajo con la oferta.
Por último, otros aspectos complementarios resultantes ahora del análisis de duración son, por una parte, que la probabilidad de transitar desde la temporalidad hacia la
estabilidad es bastante baja durante los primeros meses de la relación laboral. Este
hecho puede deberse bien a la influencia de la legislación laboral o bien a que los
empresarios utilizan dichos contratos como un periodo de prueba para valorar la
productividad de los trabajadores. Por otra parte, en el caso del desempleo, el riesgo
de salida de los trabajadores temporales hacia esta situación es creciente durante el
LA NATURALEZA DE LA TEMPORALIDAD EN EL EMPLEO: NUEVA EVIDENCIA EMPÍRICA
77
primer año y medio de la relación laboral. De todo ello parece evidente que al refugiarse, en la actualidad, una gran parte de la temporalidad en los contratos de obra y
servicios que no tienen una duración determinada, si no se realizan los suficientes
esfuerzos de inspección laboral sobre el uso adecuado de tales contratos, un alto
porcentaje de trabajadores temporales pueden perpetuar su situación precaria.
REFERENCIAS
ALBA-RAMÍREZ, A. (1998): «How temporary is temporary employment in Spain?». Journal of Labor Research, 19, nº 4, pp. 695-71
AMUEDO-DORANTES, C. (2000): «Work transitions into and out of involuntary temporary
employment in a segmented market: evidence from Spain». Industrial and Labor
Relations Review, 53, nº 2 (January), pp. 309-25.
Arrow, K. (1973): «Higher educacion as a filter». Journal of Public Economics, 2, nº 3,
pp. 193-216.
BECKER, G. (1962): «Investment in human capital: a theoretical analysis». Journal of
Political Economy, 70, nº 5, pp. 9-49.
BECKER, G. (1964): «Human Capital: a Theoretical Analysis with Special Reference to
Education». Columbia University Press, New York.
BLACK, S. y LYNCH, L. (1996): «Human capital investment and productivity». American
Economic Review, 86, nº 2, pp. 263-67.
COX, D (1972): «Regression models and life-tables». Journal of the Royal Statistical
Society, 34 (may/august), pp. 187-220.
DOERINGER, P. y PIORE, M. (1971): «Internal Labour Markets and Manpower Analysis».
Lexington Mass: D.C. Heath.
FARREL, M. (2001): «Spain in the EU, the Road to Economic Convergence». New York:
Palgrave.
GÜELL, M. y PETRONGOLO, B. (2000): «Workers' transitions from temporary to permanent employment: the Spanish case». Centre for Economic Performance (CEP),
Discussion Paper 438.
JOVANOVIC, B. (1979): «Job matching and the theory of turnover». Journal of Political
Economy, 87, nº 5, pp. 972-90.
LOH, E. (1994): «Employment probation as a sorting mechanism». Industrial and Labor
Relations Review 47, nº 3, pp. 471-86.
78
ESTADÍSTICA ESPAÑOLA
MARTÍN, M. (1999). «Crecimiento y convergencia económica regional en España, en el
largo plazo». Revistas de Estudios Regionales, 54, pp. 47-65.
NARENDRANATHAN, W. y STEWART, M. (1993): «Modelling the probability of leaving
unemployment: Competing risks models with flexible base-line hazards». Applied
Statistics 42, nº 1, pp. 63-83.
OECD (2003): «Employment Outlook 2003: Towards More and Better Jobs». OECD,
Paris.
SEGAL, L. y SULLIVAN, G. (1995):«The temporary labour force». Economic Perspective.
Federal Reseve Bank of Chicago, 12,2, /March/April), pp.2-19.
Toharia, L. (1999): «The Emergence of Fixed-Term Contracts in Spain and their Incidence on the Evolution of Employment». Presented at the conference organized by
the Fundazione Rodolfo De Benedetti, May 1999.
W ANG, R. y W EISS, A. (1998): «Probation, layoffs, and wage-tenure profiles: a sorting
explanation». Labour Economics, 5, nº 3, pp. 359-83.
W INKELMANN, K. y ZIMMERMAN, K.. (1998): «Is job stability declining in Germany? Evidence from count data models». Applied Economics, 30, nº 11, pp. 1413-20.
LA NATURALEZA DE LA TEMPORALIDAD EN EL EMPLEO: NUEVA EVIDENCIA EMPÍRICA
79
ANEXO
Tabla 1
TRANSICIONES INTERANUALES EN EL MERCADO DE TRABAJO SEGÚN
SEXO DURANTE 1995-2001(EN %)
Situación
laboral en t
Situación laboral en t+1
Inactivo
Parado
Trabajador
autónomo
Asalariado
permanente
Asalariado
temporal
Nº total de individuos
Varón
Mujer
Varón
Mujer
Varón
Mujer
Varón
Mujer
Varón
Mujer
Varón
Mujer
Inactivo
84,4
90,4
8,5
4,4
2,6
1,4
1,3
0,6
3,2
3,2
1.384
12.079
Parado
4,3
24,4
51,9
46,8
5,9
2,1
7,0
4,5
30,9
22,2
3.058
2.936
Trabajador
Autónomo
1,1
11,3
2,0
1,8
87,9
79,9
4,2
3,4
4,7
3,6
4.321
1.543
Asalariado
Permanente
0,9
1,9
2,2
2,6
2,0
1,0
88,7
88,6
6,1
5,9
9.444
4.824
Asalariado
temporal
1,0
9,2
14,3
14,6
3,7
1,8
23,9
23,2
57,1
51,2
4.775
3.041
Fuente: Elaboración propia a partir del PHOGUE (INE 2001)
80
ESTADÍSTICA ESPAÑOLA
Tabla 2
ESTIMACIÓN DE LA PROBABILIDAD DE SITUARSE EN DIVERSOS
ESTADOS LABORALESa
Variables
Constante
Varón
Edad
Edad al cuadrado
Estudios
FP I
er
Secundarios 1 Nivel
Secundarios 2º Nivel
FPII y módulo 3 de FP
Universitarios (ciclo corto)
Universitarios (ciclo largo)
Estado civil
Casado o con pareja
Composición del hogar
Casado y
con hijos menores de 6 años
Casado y con
hijos entre 6 y 16 años
Casado y con
mayores con más de 65 años
Renta del hogar
3
(10 de ptas 1992)
Situación laboral
en el periodo anterior
Asalariado temporal
Asalariado permanente
Empresario o
trabajador independiente
Parado
Región
Canarias
Centro
Este
Madrid
Noroeste
Noreste
Tamaño de municipio
Entre 10.000 h y 100.000 h
Menos de 10.000 h
Año
1997
1998
1999
2000
2001
Nº de observaciones
Test de la razón de verosimilitud
Test de alternativas irrelevantes
Asal. temporal
Coeficiente Desv.
Stand
Parado
Inactivo
Empresario
Coeficiente
Desv.
stand
Coeficiente Desv.
stand
Coeficiente Desv.
Stand
4,393***
-0,046
-0,066***
0,001**
0,297
0,041
0,014
0,000
5,709***
0,267***
0,125***
0,001***
0,320
0,048
0,015
0,000
5,704***
1,539***
-0,074***
0,001**
0,374
0,058
0,017
0,001
-0,001
0,344***
0,002
0,001
0,442
0,063
0,020
0,000
-0,491***
-0,402***
-0,768***
-0,758***
-0,881***
-0,772***
0,078
0,057
0,076
0,079
0,083
0,080
-0,533***
-0,370***
-0,964***
-0,870***
-1,533***
-1,453***
0,092
0,065
0,091
0,095
0,110
0,105
-0,863***
-0,558***
-1,266***
-1,420***
-2,347***
-2,532***
0,110
0,072
0,105
0,125
0,135
0,143
-0,294**
-0,256**
-0,402***
-0,566***
-0,926***
-0,801***
0,121
0,082
0,109
0,127
0,134
0,120
-0,144**
0,051
-0,352***
0,061
0,185*
0,071
-0,005
0,079
-0,027
0,059
0,164**
0,072
0,579***
0,077
0,323***
0,086
-0,101**
0,052
0,0370
0,063
0,135***
0,067
0,067
0,073
0,051
0,089
-0,024
0,100
0,005
0,099
0,102
0,108
-0,002***
0,001
0,005***
0,001
0,009***
0,001
0,008***
0,001
-0,839***
-4,017***
-1,340***
0,120
0,122
0,147
-2,278***
-5,102***
-2,303***
0,120
0,126
0,161
-5,526***
-8,080***
-4,056***
0,123
0,131
0,146
-2,721***
-4,604***
2,334***
0,146
0,144
0,145
-0,154
0,130
0,277**
0,127
-2,966***
0,125
-0,973***
0,153
0,003
-0,246***
-0,329***
-0,413***
-0,256***
-0,315***
0,085
0,067
0,060
0,077
0,069
0,066
-0,333**
-0,345***
-0,799***
-0,909***
-0,432***
-0,896***
0,100
0,076
0,070
0,093
0,079
0,080
-0,147
-0,063
-0,646***
-0,695***
-0,270***
-0,560***
0,114
0,088
0,081
0,108
0,090
0,090
-0,041
0,036
-0,252**
-0,429**
0,245**
-0,097
0,136
0,102
0,093
0,126
0,100
0,100
0,238***
0,231***
0,045
0,051
0,095*
0,141*
0,053
0,060
0,057
0,189*
0,061
0,068
0,305***
0,525***
0,303
0,525
-0,197**
-0,191**
-0,239***
-0,189**
-0,148**
47.405
81.560***
32,59
0,063
0,064
0,065
0,066
0,067
-0,350***
-0,458***
-0,879***
-0,733***
-0,984***
0,071
0,073
0,077
0,078
0,082
-0,236**
-0,205***
-0,610***
-0,308***
-0,774***
0,083
0,085
0,088
0,088
0,092
-0,163*
-0,137
-0,540***
-0,239**
-0,663***
0,093
0,094
0,096
0,100
0,100
Nota: (a) El individuo de referencia es mujer reside en un municipio con más 100.000 h y en la región
Sur, tiene un nivel educativo similar a primario, sin estudios o analfabeto, es soltero, en el periodo
anterior era inactivo y es encuestado en 1996.
(***) La variable es significativa al 1%, (**) al 5% y (*) al 10%.
81
LA NATURALEZA DE LA TEMPORALIDAD EN EL EMPLEO: NUEVA EVIDENCIA EMPÍRICA
Tabla 3
ESTIMACIÓN DE LA PROBABILIDAD DE SITUARSE EN DIVERSOS
ESTADOS LABORALES POR GÉNEROa
Variables
Asal. temporal
Varón
Constante
Edad
Edad al cuadrado
Estudios
FP I
er
Secundarios 1 Nivel
Secundarios 2º Nivel
FPII y módulo 3 de FP
Universitarios (ciclo corto)
Universitarios (ciclo largo)
Estado civil
Casado o con pareja
Composición del hogar
Casado y con
hijos menores de 6 años
Casado y con
hijos entre 6 y 16 años
Casado y con mayores
con más de 65 años
Renta del hogar
3
(10 de ptas 1992)
Situación laboral
en el periodo anterior
Asalariado temporal
Asalariado permanente
Empresario o
trabajador independiente
Parado
Región
Canarias
Centro
Este
Madrid
Noroeste
Noreste
Tamaño de municipio
Entre 10.000 h y 100.000 h
Menos de 10.000 h
Año
1997
1998
1999
2000
2001
Nº de observaciones
Test de la razón de verosimilitud
Test de alternativas irrelevantes
Mujer
Parado
Varón
Mujer
Inactivo
Empresario
Varón
Mujer
3,271***
-0,053**
0,001
4,743***
-0,079**
0,001**
5,056***
-0,134***
0,001***
5,256***
-0,070***
0,001*
2,536***
0,033***
0,001
5,811***
0,093***
0,001***
-0,531
0,013
-0,001
Varón
0,570
0,003
0,001
Mujer
-0,503***
-0,378***
-0,835***
-0,781***
-0,940***
-0,998***
-0,461***
-0,438***
-0,685***
-0,695***
-0,787***
-0,558***
-0,601***
-0,330***
-0,911***
-0,985
-1,573***
-1,678***
-0,470***
-0,431***
-1,036***
-0,784
-1,525***
-1,322***
-0,689**
-0,622***
-1,681***
-1,384***
-2,276***
-3,012***
-0,884***
-0,582***
-1,253***
-1,408***
-2,280***
-2,366***
-0,174
-0,128
-0,133
-0,395**
-0,749***
-0,990***
-0.509***
-0,490***
-0,932***
-0,890***
-1,098***
-0,654***
-0,224**
-0,034
-0,535***
-0,212***
-0,765***
0,752***
0,169*
-0,163
0,086
-0,229**
0,256**
0,120**
-0,063
0,654***
0,265**
0,408**
-0,118**
-0,076
0,106
-0,009
0,054
0,230
0,069
0,095
0,092
0,031
0,044
-0,020
0,233
0,044
-0,037
0,263*
-0,001**
-0,002***
0,007***
0,002***
0,013***
0,005***
0,010***
0,005
-0,004**
-3,158***
-1,011***
-4,201***
-1,998***
-4,890***
-2,430***
-5,184***
-6,548***
-8,025***
-5,109***
-8,126***
-2,300***
-4,173***
-3,055***
-5,021***
-0,473*
0,636**
-1,550***
-0,262
-2,061***
0,401
-2,456***
0,269
-4,985***
-4,101***
-3,395***
-2,444***
2,607***
-0,591**
2,457***
-1,205***
-0,091
-0,285***
-0,433***
-0,496***
-0,283***
-0,410***
0,184
-0,180
-0,154
-0,272***
-0,201*
-0,162
-0,197
-0,264**
-0,721***
-0,787***
-0,374***
-0,840***
-0,439**
-0,459***
-0,843***
-1,032***
-0,506***
-0,958***
-0,313
-0,234
-0,411**
-0,850***
-0,243
-0,719***
-0,145
-0,047
-0,735***
-0,658***
-0,281***
-0,537***
-0,035
0,119
-0,189*
-0,365**
0,132
-0,048
-0,016
-0,152
-0,337**
-0,499**
0,405***
-0,172
0,273**
0,256**
0,175**
0,191**
0,129**
0,085
0,020
0,181
0,041
0,032
-0,018
0,221**
0,392***
0,559***
0,124
0,509***
-0,128*
-0,182**
-0,225**
-0,144*
-0,107
22.982
34.301***
23,90
-0,320**
-0,232**
-0,283**
-0,287**
-0,229***
24.423
5.617***
10,37
-0,343***
-0,469***
-1,008***
-0,786***
-1,021***
-0,388***
-0,479***
-0,761***
-0,747***
-0,976***
-0,194
0,001
-0,331**
-0,031
-0,560**
-0,304**
-0,283**
-0,600***
-0,441**
-0,835***
-0,168
-0,119
-0,604***
-0,226*
-0,655***
-0,163
-0,197
-0,444**
-0,303*
-0,690***
Nota: (a) El individuo de referencia reside en un municipio con más 100.000 h y en la región Sur, tiene un
nivel educativo similar a primario, sin estudios o analfabeto, es soltero, en el periodo anterior era inactivo
y es encuestado en 1996.
(***) La variable es significativa al 1%, (**) al 5% y (*) al 10%.
82
ESTADÍSTICA ESPAÑOLA
Tabla 4
EFECTOS MARGINALES DE LA PROBABILIDAD DE SITUARSE EN
DIVERSOS ESTADOS LABORALES POR GÉNEROa
(Continúa)
Variables
Asal. permanente
Varón
Asal. temporal
Mujer
Parado
Mujer
Varón
Edad
Edad al cuadrado
Estudios
FP I
er
Secundarios 1 Nivel
Secundarios 2º Nivel
FPII y módulo 3 de FP
Universitarios (ciclo corto)
Universitarios (ciclo largo)
Estado civil
Casado o con pareja
Composición del hogar
Casado y con hijos menores 6 años
Casado y con hijos entre 6 y 16 años
Casado y con mayores de 65 años
Renta del hogar (103 de ptas 1992)
Situación laboral en año anterior
Asalariado temporal
Asalariado permanente
Empresario
Parado
Región
Canarias
Centro
Este
Madrid
Noroeste
Noreste
Tamaño de municipio
Entre 10.000 h y 100.000 h
Menos de 10.000 h
Año
1997
1998
1999
2000
2001
0,013**
-0,001**
0,006***
-0,001
-0,006**
-0,001
-0,001
-0,001
-0,012***
0,001***
Varón
0,001
-0,001
Mujer
0,108***
0,078***
0,161***
0,177**
0,242***
0,269***
0,074***
0,047***
0,126***
0,134***
0,236***
0,208***
-0,064***
-0,052***
-0,106***
-0,093***
-0,102***
-0,105***
0,026*
0,005
0,042*
0,044*
0,116***
0,149***
-0,038***
-0,019**
-0,055***
-0,058***
-0,082***
-0,087***
0,023*
0,006
-0,013
0,027*
-0,017
-0,004
0,059***
-0,032***
-0,025**
-0,060***
-0,051***
-0,089***
-0,041**
0,002
-0,014
-0,001***
-0,031***
-0,010*
0,001
-0,001***
0,001
-0,026**
0,015
-0,001***
-0,077***
-0,029**
-0,001
-0,001
0,020**
0,013**
0,001
0,001
-0,037***
-0,018**
-0,001
0,001***
0,219***
0,759***
-0,176**
-0,067
0,444***
0,883***
0,061**
0,114***
0,105**
-0,184***
-0,152**
0,141**
0,242***
-0,037***
-0,086***
0,124***
-0,114***
-0,229***
-0,145***
0,032*
-0,024***
-0,081***
-0,119***
0,268***
0,027
0,042**
0,106***
0,131***
0,046**
0,100***
0,009
0,011
0,058***
0,062***
0,021**
0,046***
-0,009
-0,046***
-0,052***
-0,056***
-0,043***
-0,049***
0,049**
-0,008
0,066***
0,047**
0,004***
0,047***
-0,015
-0,019**
-0,051***
-0,050***
-0,029***
-0,059***
-0,041***
-0,043***
-0,038***
-0,056***
-0,035***
-0,060***
-0,065***
-0,072***
-0,002
-0,017**
0,034***
0,026**
0,023**
-0,002
-0,001
-0,007
-0,001
-0,003
0,046**
0,054**
0,116***
0,070**
0,104**
0,027**
0,026**
0,052***
0,039***
0,071***
-0,008*
-0,018**
-0,243
-0,141*
-0,134*
-0,005
0,005
0,034**
0,015
0,071***
-0,026***
-0,036***
-0,070***
-0,059***
-0,071***
-0,014*
-0,027**
-0,034***
-0,045***
-0,042***
Nº de observaciones
22.982
Nota: (a) El individuo de referencia reside en un municipio con más 100.000 h y en la región Sur, tiene
un nivel educativo similar a primario, sin estudios o analfabeto, es soltero, en el periodo anterior era
inactivo y es encuestado en 1996.
(***) La variable es significativa al 1%, (**) al 5% y (*) al 10%.
83
LA NATURALEZA DE LA TEMPORALIDAD EN EL EMPLEO: NUEVA EVIDENCIA EMPÍRICA
Tabla 4
EFECTOS MARGINALES DE LA PROBABILIDAD DE SITUARSE EN
DIVERSOS ESTADOS LABORALES POR GÉNEROa
(Conclusión)
Variables
Inactivo
Varón
Edad
Edad al cuadrado
Estudios
FP I
Secundarios 1er Nivel
Secundarios 2º Nivel
FPII y módulo 3 de FP
Universitarios (ciclo corto)
Universitarios (ciclo largo)
Estado civil
Casado o con pareja
Composición del hogar
Casado y con hijos menores 6 años
Casado y con hijos entre 6 y 16 años
Casado y con mayores de 65 años
Renta del hogar (103 de ptas 1992)
Situación laboral en año anterior
Asalariado temporal
Asalariado permanente
Empresario
Parado
Región
Canarias
Centro
Este
Madrid
Noroeste
Noreste
Tamaño de municipio
Entre 10.000 h y 100.000 h
Menos de 10.000 h
Año
1997
1998
1999
2000
2001
Nº de observaciones
Empresario
Mujer
Varón
Mujer
0,001***
0,001
-0,010**
0,001
0,004**
-0,001
0,003**
-0,001**
-0,008**
-0,009***
-0,018***
-0,015***
-0,020***
-0,024***
-0,130***
-0,059***
-0,156***
-0,209***
-0,350***
-0,394***
0,003
0,002
0,020
-0,009
-0,036**
-0,052***
0,006
-0,001
0,001*
0,003
0,015
0,040
-0,016***
0,210***
0,033***
-0,027***
-0,003
0,001
0,004
0,001*
0,147***
0,060***
-0,014
0,001***
0,023**
0,009
-0,007
0,001***
-0,001
-0,001
0,015*
0,001
-0,072***
-0,170***
-0,053***
-0,037***
-0,637***
-0,739***
-0,569***
-0,496***
-0,139***
-0,174***
0,527***
-0,069***
-0,025***
-0,025***
0,714***
-0,010*
-0,005
-0,003
-0,004
-0,010***
-0,003
-0,009***
-0,022
0,042**
-0,097***
-0,056**
-0,029
-0,048**
0,002
0,026**
0,001
-0,014
0,029
0,018
0,004
-0,001
0,011
0,002
0,039***
0,014
-0,002
-0,002
-0,024*
0,007
0,033**
0,055**
0,004
0,015**
-0,002
0,002
-0,002
0,002
-0,007
-0,012
-0,007
-0,055**
-0,013
-0,098**
*
-0,009
-0,001
-0,041***
-0,010
-0,047
0,005
0,003
0,002
0,004
-0,002
22,982
Nota: (a) El individuo de referencia reside en un municipio con más 100.000 h y en la región
Sur, tiene un nivel educativo similar a primario, sin estudios o analfabeto, es soltero, en el
periodo anterior era inactivo y es encuestado en 1996.
(***) La variable es significativa al 1%, (**) al 5% y (*) al 10%.
84
ESTADÍSTICA ESPAÑOLA
Tabla 5
ESTIMACIÓN DEL MODELO DE RIESGOS EN COMPETENCIA: RIESGO
a
PROPORCIONAL DE COX
(Continúa)
Variables
Asal. permanente
Coef.
Sexo
Varón
Estudios
FP I
Secundarios 1er Nivel
Secundarios 2º Nivel
FPII y módulo 3 de FP
Universitarios (ciclo corto)
Universitarios (ciclo largo)
Estado civil
Casado o con pareja
Composición del hogar
Casado y con
hijos menores de 6 años
Casado y con
hijos entre 6 y 16 años
Casado y con mayores de más de
65 años
3
Renta del hogar (10 de ptas 1992)
Actividad del establecimiento
Agricultura, ganadería, pesca,caza...
b
Industria
Construcción
Comercio
Hostelería
Actividades
financieras, inmobiliarias,,,
c
Otros
Tipo de jornada
Jornada completa
Sobreeducado
Meses parado antes
de lograr el empleo
Formas de obtener el empleo
A través del empleador directamente
A través de oficina de
empleo u otra agencia
Región
Canarias
Centro
Este
Madrid
Noroeste
Noreste
.
Parado
Inactivo
Coef.
Desv.St
Empresario
Desv.St
Coef.
Desv.St
Coef.
Desv.St
0,102*
0,064
-0,125
0,081
-2,343***
0,214
0,926***
0,236
-0,001
0,079
0,178
0,091
0,334**
0,315**
0,113
0,083
0,118
0,144
0,132
0,128
-0,057
-0,169*
-0,554**
-0,338**
-0,372*
-0,670**
0,121
0,087
0,161
0,141
0,182
0,201
-0,880**
-0,444**
-1,084**
-0,612**
-1,712***
-3,785***
0,280
0,163
0,338
0,302
0,478
1,012
0,664**
0,357
0,735**
0,305
0,195
-0,176
0,315
0,244
0,348
0,374
0,514
0,533
0,137**
0,071
-0,069
0,087
1,013***
0,178
0,353
0,229
-0,049
0,095
0,079
0,108
0,122
0,185
0,408*
0,251
-0,045
0,086
-0,248**
0,099
-0,307*
0,167
-0,129
0,246
0,065
0,001**
0,149
0,001
0,091
-0,001
0,173
0,001
0,552**
-0,001
0,255
0,002
-0,669
0,003*
0,527
0,002
-0,366**
0,108
-0,465***
0,228**
-0,195
0,155
0,098
0,112
0,101
0,130
0,330**
-0,085
0,040
-0,043
0,265*
0,149
0,126
0,127
0,134
0,142
0,142
-0,498**
-0,425
-0,474*
-0,10
0,273
0,256
0,339
0,287
0,265
0,057
-0,589*
-0,383
0,102
-0,132
0,414
0,360
0,331
0,336
0,416
0,067
-0,328**
0,104
0,143
-0,098
-0,447*
0,142
0,184
-0,188
0,350
0,278
0,240
-0,097
0,430
0,355
0,391
0,071
-0,036
0,093
0,061
-0,025
-0,101
0,112
0,070
0,164
-0,140
0,168
0,138
-0,358
-0,281
0,284
0,188
-0,005**
0,001
0,006***
0,001
0,001
0,002
-0,002
0,005
-0,091
0,060
0,078
0,072
-0,348**
0,148
-0,151
0,188
-0,125
0,102
0,461***
0,111
-0,050
0,232
-0,167
0,346
0,428***
0,374***
0,676***
0,531***
0,539***
0,568***
0,122
0,104
0,092
0,119
0,111
0,103
-0,277***
-0,063
-0,227**
-0,447**
-0,157**
-0,257*
0,132
0,101
0,102
0,161
0,124
0,121
-0,468*
-0,294
-0,588
-0,592
-0,302
-0,519**
0,237
0,211
0,204
0,329
0,238
0,263
0,628*
0,947**
-0,180
0,673*
0,697**
0,625**
0,358
0,276
0,344
0,361
0,328
0,337
85
LA NATURALEZA DE LA TEMPORALIDAD EN EL EMPLEO: NUEVA EVIDENCIA EMPÍRICA
Tabla 5
ESTIMACIÓN DEL MODELO DE RIESGOS EN COMPETENCIA: RIESGO
PROPORCIONAL DE COXa
(Conclusión)
Variables
Tamaño de municipio
Entre 10.000 h y 100.000 h
Menos de 10.000 h
Año
1996
1997
1998
1999
2000
Nº de salidas desde el empleo
temporal
Test de la razón de verosimilitud
Asal. permanente
Coef.
Desv.St
-0,131
-0,069
0,067
0,076
0,049
0,134
0,385***
1,364***
0,582***
0,102
0,101
0,095
0,111
0,114
1.303
439***
Parado
Coef.
Inactivo
Desv.St
Coef.
-0,264**
-0,172**
0,081
0,090
-0,035
0,020
-0,201**
-0,191*
-0,435***
0,238***
-0,241**
0,106
0,105
0,106
0,125
0,124
-0,279
0,028
0,026
0,879
-0,004
922
162***
243
440***
Desv.St
Empresario
Coef.
Desv.St
0,161
0,186
-0,105
-0,042
0,219
0,234
0,237
0,212
0,213
0,244
0,259
-0,017
0,286
-0,318
0,710
-0,114
0,286
0,273
0,314
0,328
0,384
136
81***
Notas: (a) El individuo de referencia es mujer, reside en un municipio con más de 100.000 h y en la región
Sur, tiene un nivel educativo similar a primario, sin estudios o analfabeto, y es soltero. Las características
de su empleo son las siguientes: la actividad corresponde a la AAPP, educación o sanidad, su contrato es
a jornada parcial, y obtuvo su empleo a través de amigos, prensa u otros medios.
(b) En esta variable se incluye la industria extractiva, manufacturera y la producción y distribución de
energía eléctrica, gas y agua.
(c) Esta categoría engloba a servicios sociales y otras actividades sociales.
(***) La variable es significativa al 1%, (**) al 5% y (*) al 10%.
86
ESTADÍSTICA ESPAÑOLA
Tabla 6
ESTIMACIÓN DEL MODELO DE RIESGOS EN COMPETENCIA: RIESGO
PROPORCIONAL DE COX POR GÉNEROa
Variables
Estudios
FP I
er
Secundarios 1 Nivel
Secundarios 2º Nivel
FPII y módulo 3 de FP
Universitarios (ciclo corto)
Universitarios (ciclo largo)
Estado civil
Casado o con pareja
Composición del hogar
Casado y con hijos menores de 6 años
Casado y con hijos entre 6 y 16 años
Casado y con mayores con más de 65 años
3
Renta del hogar (10 de ptas 1992)
Actividad del establecimiento
Agricultura, ganadería, pesca, caza…
c
Industria
Construcción
Comercio
Hostelería
Actividades financieras, inmobiliarias…
d
Otros
Tipo de jornada
Jornada completa
Sobreeducado
Meses parado antes de lograr el empleo
Forma de obtener el empleo
A través del empleador directamente
A través de oficina de empleo u otra agencia
Región
Canarias
Centro
Este
Madrid
Noroeste
Noreste
Tamaño de municipio
Entre 10.000 h y 100.000 h
Menos de 10.000 h
Año
1996
1997
1998
1999
2000
Nº de salidas desde el empleo temporal
Test de la razón de verosimilitud
Inactivob
Empresariob
Varones
Mujeres
Varones
Mujeres
Mujeres
Varones
0,004
0,013
0,123
-0,054
0,335*
0,400**
0,205
0,379**
0,256
0,477**
0,508**
0,468**
-0,193
-0,217**
-0,685**
-0,469**
-0,507*
-0,748**
0,172
-0,034
-0,287
-0,095
-0,240
-0,565*
-1,146***
-0,609**
-1,194**
-0,890**
-2,042***
-3,885***
0,590
0,322
0,123
0,923***
0,800
-0,053
0,204**
0,027
-0,172
0,050
1,089***
0,610
-0,100
-0,053
0,066
0,001*
0,016
-0,078
0,101
0,001
0,073
-0,216*
0,258
-0,002
0,193
-0,107
-0,309
0,001
0,230
-0,389*
0,463
-0,004
0,371
-0,014
-0,653
0,004**
-0,793***
0,065
-0,539***
0,114
-0,030
0,103
-0,043
0,650**
0,165
0,017**
0,341**
-0,383**
-0,021
-0,459**
0,602**
-0,099
0,097
0,058
0,324
0,004
-0,460
-0,443
0,095
0,762**
-0,050
0,293
-0,069
-0,346
0,031
-0,858**
-0,729
-0,511**
-0,136
-0,215
0,230
-0,100
-0,764**
-0,549*
0,248
-0,445
-0,265
-0,669
0,454**
-0,005
-0,010**
-0,134
-0,078
-0,002
-0,277
-0,170**
0,012***
0,112
0,047
0,003*
0,214
-0,109
-0,001
-0,401
-0,099
0,003
-0,211**
-0,251*
0,079
0,032
0,106
0,563***
0,085
0,359**
-0,422**
-0,232
0,115
0,193
0,446**
0,340**
0,735***
0,547***
0,549***
0,511***
0,256
0,439**
0,654***
0,518**
0,579**
0,660**
-0,304*
-0,078
-0,141
-0,321
-0,160
-0,159
-0,205
0,017
-0,334*
-0,689**
-0,186
-0,395*
-0,309
0,134
-0,398*
-0,426
-0,153
-0,220
0,611
0,800**
0,151
0,906**
0,778**
0,770**
-0,197**
-0,007
-0,039
-0,020
-0,201**
-0,153
-0,370**
-0,276*
-0,065
0,001
0,025
0,208
0,070
0,170
0,445***
1,290***
0,521***
799
320***
0,036
0,111
0,339**
1,472***
0,684***
504
175,07***
-0,241*
-0,136
-0,563
0,213
-0,376**
575
149***
-0,157
-0,215
-0,169
0,408*
0,028
347
68**
-0,153
0,175
0,163
0,984
0,189
198
226,21***
-0,108
0,346
-0,509
0,691
-0,287
105
61,99**
Asal. permanente
Parado
Notas: (a) El individuo de referencia reside en la región Sur, tiene un nivel educativo similar a primario, sin estudios o
analfabeto, y es soltero. Las características de su empleo son las siguientes: la actividad corresponde a la AAPP,
educación o sanidad, su contrato es a jornada parcial, y obtuvo su empleo a través de amigos, prensa u otros medios.
(b) La escasez de observaciones no permite contemplar las transiciones hacia el empleo autónomo de las
mujeres y hacia la inactividad de los varones
(c) En esta variable se incluye la industria extractiva, manufacturera y la producción y distribución de energía
eléctrica, gas y agua.
(d) Esta categoría engloba a servicios sociales y otras actividades sociales.
(***) La variable es significativa al 1%, (**) al 5% y (*) al 10%.
LA NATURALEZA DE LA TEMPORALIDAD EN EL EMPLEO: NUEVA EVIDENCIA EMPÍRICA
Gráfico 1
FUNCIÓN DE RIESGO DE SALIDA DEL EMPLEO TEMPORAL HACIA EL
EMPLEO PERMANENTE (VARONES)
.035
.03
.025
.02
.015
.01
0
20
Fuente: PHOGUE (INE 2001)
40
Duración (meses)
60
80
87
88
ESTADÍSTICA ESPAÑOLA
Gráfico 2
FUNCIÓN DE RIESGO DE SALIDA DEL EMPLEO TEMPORAL HACIA EL
EMPLEO PERMANENTE (MUJERES)
.06
.05
.04
.03
.02
.01
0
20
40
Duración (meses)
Fuente: PHOGUE (INE 2001)
60
80
89
LA NATURALEZA DE LA TEMPORALIDAD EN EL EMPLEO: NUEVA EVIDENCIA EMPÍRICA
Gráfico 3
FUNCIÓN DE RIESGO DE SALIDA DEL EMPLEO TEMPORAL HACIA
EL PARO (VARONES)
.015
.01
.005
0
0
20
Fuente: PHOGUE (INE 2001)
40
Duración (meses)
60
80
90
ESTADÍSTICA ESPAÑOLA
Gráfico 4
FUNCIÓN DE RIESGO DE SALIDA DEL EMPLEO TEMPORAL HACIA
EL PARO (MUJERES)
.02
.015
.01
.005
0
Fuente: PHOGUE (INE 2001)
20
Duración (meses)
40
60
91
LA NATURALEZA DE LA TEMPORALIDAD EN EL EMPLEO: NUEVA EVIDENCIA EMPÍRICA
Gráfico 5
FUNCIÓN DE RIESGO DE SALIDA DEL EMPLEO TEMPORAL HACIA LA
INACTIVIDAD (MUJERES)
.007
.006
.005
.004
.003
.002
0
20
Fuente: PHOGUE (INE 2001)
40
Duración (meses)
60
80
92
ESTADÍSTICA ESPAÑOLA
Gráfico 6
FUNCIÓN DE RIESGO DE SALIDA DEL EMPLEO TEMPORAL HACIA EL
EMPLEO AUTÓNOMO (VARONES)
.008
.006
.004
.002
0
0
20
40
Duración (meses)
Fuente: PHOGUE (INE 2001)
60
80
93
LA NATURALEZA DE LA TEMPORALIDAD EN EL EMPLEO: NUEVA EVIDENCIA EMPÍRICA
APÉNDICE
Tabla A1
ANÁLISIS DESCRIPTIVO DE LAS VARIABLES EXPLICATIVAS DE LA
SITUACIÓN LABORAL (ASALARIADOS Y PARADOS) POR GÉNEROa
(Continúa)
Variables
Edad
Estudios
Primarios, analfabetos o sin estudios
FP I
er
Secundarios 1 Nivel
Secundarios 2º Nivel
FPII y módulo 3 de FP
Universitarios (ciclo corto)
Universitarios (ciclo largo)
Estado civil
Sin Pareja
Casado o con pareja
Composición del hogar
Casado y con hijos menores de 6 años
Casado y con hijos entre 6 y 16 años
Casado y con mayores con más de 65 años
3
Renta del hogar per capita (10 de
ptas,1992)
Asal. permanente
Asal. temporal
Parado
Varones
Mujeres
Varones
Mujeres
Varones
Mujeres
41,06
(10,37)
38,77
(9,90)
33,86
(10,46)
32,87
(10,02)
37,55
(13,35)
33,22
(10,70)
0,25
(0,43)
0,08
(0,27)
0,24
(0,42)
0,12
(0,32)
0,10
(0,30)
0,08
(0,27)
0,13
(0,32)
0,13
(0,33)
0,08
(0,27)
0,20
(0,40)
0,14
(0,35)
0,09
(0,28)
0,20
(0,39)
0,16
(0,36)
0,34
(0,47)
0,09
(0,29)
0,35
(0,47)
0,07
(0,24)
0,08
(0,27)
0,03
(0,17)
0,04
(0,20)
0,21
(0,41)
0,09
(0,29)
0,28
(0,45)
0,09
(0,,29)
0,09
(0,29)
0,09
(0,29)
0,11
(0,31)
0,43
(0,49)
0,08
(0,26)
0,32
(0,46)
0,07
(0,24)
0,05
(0,23)
0,02
(0,14)
0,03
(0,17)
0,27
(0,44)
0,10
(0,30)
0,33
(0,47)
0,08
(0,27)
0,09
(0,28)
0,06
(0,22)
0,07
(0,24)
0,21
(0,40)
0,79
(0,40)
0,89
(0,32)
0,11
(0,32)
0,54
(0,49)
0,46
(0,49)
0,50
(0,50)
0,50
(0,50)
0,51
(0,49)
0,49
(0,49)
0,51
(0,49)
0,49
(0,49)
0,17
(0,37)
0,34
(0,47)
0,06
(0,23)
44,18
(56,25)
0,14
(0,34)
0,24
(0,42)
0,05
(0,22)
80,76
(68,78)
0,16
(0,37)
0,22
(0,42)
0,04
(0,21)
44,21
(46,48)
0,09
(0,29)
0,18
(0,38)
0,03
(0,19)
66,16
(51,88)
0,11
(0,32)
0,20
(0,40)
0,05
(0,23)
55,72
(41,80)
0,12
(0,33)
0,20
(0,40)
0,04
(0,20)
66,92
(48,70)
0,11
(0,31)
0,84
(0,36)
0,02
(0,13)
0,02
(0,14)
0,01
(0,04)
0,13
(0,34)
0,81
(0,38)
0,01
(0,09)
0,03
(0,15)
0,02
(0,11)
0,60
(0,48)
0,13
(0,33)
0,04
(0,20)
0,21
(0,40)
0,02
(0,09)
0,53
(0,49)
0,09
(0,29)
0,02
(0,13)
0,22
(0,41)
0,14
(0,33)
0,25
(0,43)
0,07
(0,26)
0,03
(0,17)
0,60
(0,49)
0,05
(0,20)
0,18
(0,38)
0,05
(0,21)
0,02
(0,10)
0,54
(0,49)
0,21
(0,41)
Situación laboral en el año anterior
Asalariado temporal
Asalariado permanente
Empresario
Parado
Inactivo
Notas: (a) La desviación estándar aparece entre paréntesis.
Fuente: Elaboración propia a partir del PHOGUE (INE 2001)
94
ESTADÍSTICA ESPAÑOLA
Tabla A1
ANÁLISIS DESCRIPTIVO DE LAS VARIABLES EXPLICATIVAS DE LA
SITUACIÓN LABORAL (ASALARIADOS Y PARADOS) POR GÉNEROa
(Conclusión)
Variables
Región
Canarias
Centro (Castilla-León, Castilla La Mancha
Extremadura)
Este (Cataluña, Comunidad Valenciana,
Baleares)
Madrid
Noroeste (Galicia, Asturias, Cantabria)
Noreste (País Vasco, Navarra, Rioja,
Aragón)
Sur (Andalucía, Ceuta, Melilla, Murcia)
Tamaño de municipio
Más de 100.000 h
Entre 10.000 h y 100.000 h
Menos de 10.000 h
Asal. permanente
Asal. temporal
Parado
Varones
Mujeres
Varones
Mujeres
Varones
Mujeres
0,05
(0,21)
0,05
(0,22)
0,08
(0,25)
0,10
(0,28)
0,06
(0,24)
0,06
(0,24)
0,15
(0,34)
0,23
(0,41)
0,12
(0,33)
0,12
(0,33)
0,17
(0,37)
0,26
(0,44)
0,12
(0,32)
0,25
(0,43)
0,15
(0,35)
0,12
(0,32)
0,18
(0,37)
0,13
(0,32)
0,17
(0,37)
0,18
(0,38)
0,06
(0,24)
0,12
(0,32)
0,13
(0,33)
0,26
(0,44)
0,13
(0,32)
0,22
(0,42)
0,09
(0,29)
0,12
(0,32)
0,15
(0,35)
0,19
(0,39)
0,18
(0,38)
0,16
(0,37)
0,06
(0,24)
0,13
(0,33)
0,11
(0,30)
0,29
(0,45)
0,14
(0,34)
0,17
(0,37)
0,07
(0,25)
0,14
(0,34)
0,11
(0,30)
0,31
(0,46)
0,57
(0,16)
0,25
(0,43)
0,60
(0,14)
0,25
(0,43)
0,39
(0,30)
0,34
(0,47)
0,45
(0,22)
0,33
(0,47)
0,45
(0,21)
0,33
(0,46)
0,46
(0,23)
0,31
(0,46)
0,18
(0,39)
0,15
(0,36)
0,27
(0,44)
0,22
(0,41)
0,24
(0,42)
0,23
(0,42)
0.17
(0.37)
0.17
(0.37)
0.17
(0.37)
0.17
(0.37)
0.16
(0.36)
0.16
(0.36)
0.18
(0.38)
0.17
(0.37)
0.17
(0.37)
0.17
(0.37)
0.16
(0.36)
0.15
(0.35)
0.19
(0.39)
0.18
(0.38)
0.17
(0.37)
0.16
(0.36)
0.15
(0.35)
0.15
(0.35)
0.18
(0.38)
0.17
(0.37)
0.17
(0.37)
0.17
(0.37)
0.16
(0.36)
0.15
(0.35)
0.27
(0.44)
0.22
(0.42)
0.19
(0.39)
0.13
(0.34)
0.10
(0.30)
0.09
(0.29)
0.23
(0.42)
0.20
(0.40)
0.17
(0.37)
0.14
(0.35)
0.12
(0.33)
0.11
(0.31)
9.931
5.240
4.496
2.925
2.684
2.509
Año
1996
1997
1998
1999
2000
2001
Nº de observaciones
Notas: (a) La desviación estándar aparece entre paréntesis.
Fuente: Elaboración propia a partir del PHOGUE (INE 2001)
LA NATURALEZA DE LA TEMPORALIDAD EN EL EMPLEO: NUEVA EVIDENCIA EMPÍRICA
Tabla A2
ANÁLISIS DESCRIPTIVO DE LAS VARIABLES EXPLICATIVAS DE LA
SITUACIÓN LABORAL (INACTIVO Y EMPRESARIO) POR GÉNEROa
(Continúa)
Variables
Edad
Estudios
Primarios, analfabetos o sin estudios
FP I
er
Secundarios 1 Nivel
Secundarios 2º Nivel
FPII y módulo 3 de FP
Universitarios (ciclo corto)
Universitarios (ciclo largo)
Estado civil
Sin Pareja
Casado o con pareja
Composición del hogar
Casado y con hijos menores de 6 años
Casado y con hijos entre 6 y 16 años
Casado y con mayores con más de 65 años
3
Renta del hogar per capita (10 de ptas,1992)
Inactivo
Empresario
Varones
Mujeres
Varones
Mujeres
49,65
(11,83)
47,33
(11,88)
43,44
(11,07)
43,08
(11,19)
0,71
(0,45)
0,05
(0,19)
0,16
(0,36)
0,03
(0,18)
0,02
(0,16)
0,01
(0,12)
0,02
(0,13)
0,62
(0,48)
0,04
(0,20)
0,22
(0,41)
0,05
(0,22)
0,02
(0,14)
0,01
(0,14)
0,01
(0,11)
0,41
(0,49)
0,06
(0,25)
0,25
(0,43)
0,11
(0,30)
0,06
(0,22)
0,04
(0,18)
0,07
(0,25)
0,43
(0,49)
0,07
(0,24)
0,22
(0,41)
0,08
(0,26)
0,05
(0,21)
0,05
(0,23)
0,10
(0,30)
0,38
(0,48)
0,62
(0,48)
0,12
(0,32)
0,88
(0,32)
0,29
(0,49)
0,71
(0,49)
0,29
(0,45)
0,71
(0,45)
0,05
(0,22)
0,15
(0,35)
0,10
(0,30)
55,72
(41,80)
0,17
(0,38)
0,31
(0,46)
0,16
(0,37)
66,92
(48,70)
0,15
(0,36)
0,32
(0,46)
0,10
(0,30)
63,33
(68,17)
0,14
(0,34)
0,27
(0,44)
0,15
(0,36)
82,85
(73,62)
0,03
(0,17)
0,05
(0,23)
0,03
(0,18)
0,10
(0,28)
0,79
(0,41)
0,03
(0,14)
0,02
(0,08)
0,01
(0,11)
0,05
(0,23)
0,89
(0,30)
0,05
(0,19)
0,04
(0,19)
0,86
(0,33)
0,04
(0,19)
0,01
(0,09)
0,04
(0,18)
0,04
(0,18)
0,78
(0,41)
0,04
(0,19)
0,10
(0,31)
Situación laboral en el año anterior
Asalariado temporal
Asalariado permanente
Empresario
Parado
Inactivo
Notas: (a) La desviación estándar aparece entre paréntesis.
Fuente: Elaboración propia a partir del PHOGUE (INE 2001)
95
96
ESTADÍSTICA ESPAÑOLA
Tabla A2
ANÁLISIS DESCRIPTIVO DE LAS VARIABLES EXPLICATIVAS DE LA
a
SITUACIÓN LABORAL (INACTIVO Y EMPRESARIO) POR GÉNERO
(Conclusión)
Variables
Región
Canarias
Centro (Castilla-León, Castilla La Mancha
Extremadura)
Este (Cataluña, Comunidad Valenciana,
Baleares)
Madrid
Noroeste (Galicia, Asturias, Cantabria)
Noreste (País Vasco, Navarra, Rioja,
Aragón)
Sur (Andalucía, Ceuta, Melilla, Murcia)
Tamaño de municipio
Más de 100.000 h
Entre 10.000 h y 100.000 h
Menos de 10.000 h
Año
1996
1997
1998
1999
2000
2001
Nº de observaciones
Inactivo
Empresario
Varones
Mujeres
Varones
Mujeres
0,06
(0,24)
0,16
(0,37)
0,20
(0,40)
0,05
(0,22)
0,15
(0,35)
0,13
(0,32)
0,25
(0,42)
0,07
(0,25)
0,19
(0,38)
0,18
(0,38)
0,09
(0,27)
0,13
(0,34)
0,13
(0,34)
0,21
(0,40)
0,05
(0,22)
0,18
(0,38)
0,22
(0,41)
0,06
(0,23)
0,18
(0,38)
0,17
(0,37)
0,14
(0,34)
0,06
(0,22)
0,11
(0,30)
0,20
(0,39)
0,05
(0,22)
0,31
(0,46)
0,14
(0,35)
0,13
(0,34)
0,41
(0,21)
0,32
(0,46)
0,27
(0,44)
0,45
(0,22)
0,29
(0,49)
0,26
(0,43)
0,37
(0,43)
0,29
(0,45)
0,34
(0,47)
0,38
(0,44)
0,30
(0,46)
0,32
(0,46)
0.19
(0.39)
0.16
(0.36)
0.17
(0.37)
0.16
(0.36)
0.16
(0.36)
0.16
(0.36)
0.21
(0.41)
0.19
(0.39)
0.17
(0.37)
0.16
(0.36)
0.14
(0.35)
0.13
(0.34)
0.19
(0.25)
0.17
(0.39)
0.17
(0.39)
0.17
(0.38)
0.15
(0.35)
0.15
(0.35)
0.19
(0.39)
0.18
(0.38)
0.18
(0.38)
0.16
(0.36)
0.15
(0.35)
0.14
(0.34)
1.488
12.181
4.383
1.568
Notas: (a) La desviación estándar aparece entre paréntesis.
Fuente: Elaboración propia a partir del PHOGUE (INE 2001)
97
LA NATURALEZA DE LA TEMPORALIDAD EN EL EMPLEO: NUEVA EVIDENCIA EMPÍRICA
Tabla A3
ANÁLISIS DESCRIPTIVO DE LAS VARIABLES EXPLICATIVAS DE LA
TRANSICIÓN DE LOS TRABAJADORES TEMPORALES HOMBRESa
(Continúa)
Variables
Asalariado
temporal
Asalariado
permanente
Parado
Empresario
0,23 (0,41)
0,10 (0,29)
0,39 (0,48)
0,06 (0,21)
0,12 (0,31)
0,05 (0,18)
0,05 (0,18)
0,25 (0,42)
0,10 (0,29)
0,32 (0,46)
0,10 (0,29)
0,11 (0,31)
0,06 (0,21)
0,06 (0,24)
0,46 (0,46)
0,09 (0,28)
0,33 (0,47)
0,03 (0,18)
0,06 (0,25)
0,02 (0,14)
0,01 (0,12)
0,31 (0,43)
0,11 (0,31)
0,34 (0,47)
0,13 (0,34)
0,07 (0,26)
0,04 (0,21)
0,02 (0,16)
0,52 (0,50)
0,48 (0,50)
0,52 (0,50)
0,48 (0,50)
0,50 (0,50)
0,50 (0,50)
0,40 (0,49)
0,60 (0,49)
0,13 (0,33)
0,22 (0,42)
0,03 (0,17)
0,19 (0,39)
0,05 (0,22)
0,05 (0,22)
0,15 (0,36)
0,22 (0,41)
0,05 (0,22)
0,24 (0,43)
0,25 (0,43)
0,03 (0,19)
43,4 (39,90)
46,8(48,42)
33,9(33,7)
44,5 (58,1)
0,11 (0,32)
0,23 (0,36)
0,39 (0,49)
0,08 (0,27)
0,04 (0,21)
0,08 (0,28)
0,13 (0,29)
0,02 (0,14)
0,04 (0,20)
0,23 (0,42)
0,23 (0,42)
0,13 (0,34)
0,06 (0,24)
0,05 (0,22)
0,23(0,40)
0,03(0,17)
0,15 (0,35)
0,14 (0,35)
0,35 (0,47)
0,09 (0,29)
0,06 (0,24)
0,08 (0,27)
0,13 (0,29)
0,01 (0,12)
0,09 (0,29)
0,13 (0,34)
0,30 (0,46)
0,12 (0,33)
0,05 (0,23)
0,12 (0,33)
0,18 (0,25)
0,01(0,13)
Tipo de jornada
Jornada completa
Jornada parcial
0,96 (0,18)
0,04 (0,18)
0,95 (0,19)
0,05(0,19)
0,94 (0,22)
0,06 (0,22)
0,93 (0,25)
0,93 (0,25)
Sobreeducado
0,57 (0,49)
0,63 (0,48)
0,52 (0,49)
0,60 (0,49)
Meses parado antes de lograr el empleo
5,0 (10,78)
5,9 (11,42)
11,3 (17,7)
7,9 (13,8)
Estudios
Primario o sin estudios
FP I
er
Secundarios 1 Nivel
Secundarios 2º Nivel
FPII y módulo 3 de FP
Universitarios (ciclo corto)
Universitarios (ciclo largo)
Estado civil
Sin pareja
Casado o con pareja
Composición del hogar
Casado y con hijos menores de 6 años
Casado y con hijos entre 6 y 16 años
Casado y con mayores con más de 65 años
3
Renta del hogar (10 de ptas 1992)
Actividad del establecimiento
Agricultura, ganadería, pesca,caza…
a
Industria
Construcción
Comercio
Hostelería
Actividades financieras, inmobiliarias…
AAPP, educación y sanidad
b
Otros
Forma de obtener el empleo
A través del empleador directamente
A través de oficina de empleo
A través de amigos, prensa u otros medios
0,45 (0,49)
0,06 (0,24)
0,49 (0,47)
0,37 (0,48)
0,07 (0,25)
0,56 (0,29)
0,41 (0,49)
0,09 (0,29)
0,50 (0,50)
0,42 (0,49)
0,08 (0,28)
0,50(0,50)
Notas: La desviación estándar aparece entre paréntesis.
(a) En esta variable se incluye la industria extractiva, manufacturera y la producción y distribución
de energía eléctrica, gas y agua.
(b) Esta categoría engloba a servicios sociales y otras actividades sociales.
Fuente: Elaboración propia a partir del PHOGUE (INE 2001)
98
ESTADÍSTICA ESPAÑOLA
Tabla A3
ANÁLISIS DESCRIPTIVO DE LAS VARIABLES EXPLICATIVAS DE LA DE
TRANSICIÓN DE LOS TRABAJADORES TEMPORALES HOMBRESa
(Conclusión)
Asalariado
temporal
Asalariado
permanente
Parado
Empresario
0,08 (0,25)
0,09 (0,27)
0,06 (0,25)
0,11 (0,29)
0,14 (0,34)
0,16 (0,36)
0,06 (0,23)
0,09 (0,29)
0,11 (0,31)
0,36 (0,48)
0,16 (0,35)
0,24 (0,42)
0,09 (0,28)
0,12 (0,32)
0,14 (0,34)
0,16 (0,37)
0,19 (0,39)
0,14 (0,35)
0,05 (0,21)
0,09 (0,29)
0,10 (0,30)
0,33 (0,47)
0,26 (0,43)
0,14 (0,33)
0,11 (0,30)
0,13 (0,33)
0,15 (0,35)
0,16 (0,37)
Tamaño de municipio
Más de 100.000 h
Entre 10.000 h y 100.000 h
Menos de 10000 h
0,36 (0,48)
0,40 (0,49)
0,24 (0,43)
0,45 (0,35)
0,30 (0,46)
0,25 (0,43)
0,37 (0,48)
0,34 (0,47)
0,29 (0,45)
0,39(0,47)
0,30 (0,46)
0,31 (0,45)
Año
1995
1996
1997
1998
1999
2000
0,03( 0,16)
0,08( 0,25)
0,09 (0,27)
0,18 (0,38)
0,24 (0,43)
0,38 (0,48)
0,15 (0,36)
0,15 (0,36)
0,17 (0,37)
0,24 (0,42)
0,15 (0,36)
0,10 (0,32)
0,24 (0,43)
0,18 (0,38)
0,20 (0,40)
0,16 (0,36)
0,12 (0,32)
0,10 (0,30)
0,20 (0,40)
0,18 (0,38)
0,26 (0,44)
0,13 (0,33)
0,16 (0,37)
0,07 (0,25)
497
799
575
105
Variables
Región
Canarias
Centro (Castilla y-León, Castilla La Mancha,
Extremadura)
Este (Cataluña, Comunidad Valenciana, Baleares)
Madrid
Noroeste (Galicia, Asturias, Cantabria)
Noreste (País Vasco, Navarra, Rioja, Aragón)
Sur (Andalucía, Ceuta, Melilla, Murcia)
Nº de observaciones
Notas: La desviación estándar aparece entre paréntesis.
Fuente: Elaboración propia a partir del PHOGUE (INE 2001)
99
LA NATURALEZA DE LA TEMPORALIDAD EN EL EMPLEO: NUEVA EVIDENCIA EMPÍRICA
Tabla A4
ANÁLISIS DESCRIPTIVO DE LAS VARIABLES EXPLICATIVAS DE LA DE
TRANSICIÓN DE LOS TRABAJADORES TEMPORALES MUJERESa
(Continúa)
Asalariado
temporal
Asalariado
permanente
Parado
Inactivo
0,19 (0,31)
0,08 (0,27)
0,30 (0,46)
0,12(0,32)
0,08 (0,27)
0,09(0,29)
0,14 (0,35)
0,16(0,30)
0,11(0,31)
0,29(0,45)
0,11(0,31)
0,10(0,30)
0,11(0,31)
0,12(0,33)
0,22 (0,36)
0,15 (0,36)
0,32 (0,46)
0,08 (0,28)
0,09 (0,29)
0,08(0,27)
0,06 (0,25)
0,41(0,47)
0,06(0,24)
0,32(0,46)
0,05(0,21)
0,05(0,22)
0,02(0,14)
0,01(0,07)
0,58 (0,49)
0,42 (0,49)
0,59(0,49)
0,41(0,49)
0,58 (0,49)
0,42 (0,58)
0,28(0,44)
0,72(0,44)
0,03(0,19)
0,14(0,35)
0,02(0,15)
0,09(0,28)
0,14(0,35)
0,02(0,14)
0,10 (0,30)
0,15 (0,36)
0,01 (0,13)
0,16(0,36)
0,31(0,46)
0,07(0,25)
67,4 (54,7)
62,3(44,4)
53,4(37,6)
46,3(30,3)
0,03 (0,18)
0,14(0,35)
0,01(0,06)
0,16(0,36)
0,11(0,31)
0,14(0,34)
0,31(0,46)
0,10(0,30)
0,04(0,21)
0,17(0,38)
0,01(0,10)
0,21(0,40)
0,08(0,28)
0,14(0,35)
0,27(0,40)
0,08(0,28)
0,02 (0,15)
0,18 (0,38)
0,03 (0,17)
0,15 (0,36)
0,16 (0,37)
0,10 (0,31)
0,26 (0,40)
0,10 (0,30)
0,11(0,32)
0,10(0,30)
0,01(0,07)
0,09(0,28)
0,14(0,34)
0,10(0,30)
0,26(0,44)
0,19(030)
0,82(0,38)
0,18 (0,38)
0,67(0,46)
0,77(0,41)
0,23(0,41)
0,67(0,46)
0,80 (0,39)
0,20 (0,39)
0,67 (0,46)
0,26(0,43)
0,74(0,43)
0,54(0,49)
Sobreeducado
10,8(26,3)
10,8(21,8)
15,5 (21,6)
17,3(28,1)
Meses parado antes de lograr el empleo
Forma de obtener el empleo
A través del empleador directamente
A través de oficina de empleo
A través de amigos, prensa u otros medios
0,38(0,48)
0,10(0,30)
0,52(0,50)
0,36(0,48)
0,12(0,32)
0,52(0,48)
0,35 (0,47)
0,14 (0,35)
0,51 (0,49)
0,29(0,45)
0,09(0,29)
0,62(0,19)
Estudios
Primario o sin estudios
FP I
er
Secundarios 1 Nivel
Secundarios 2º Nivel
FPII y módulo 3 de FP
Universitarios (ciclo corto)
Universitarios (ciclo largo)
Estado civil
Sin pareja
Casado o con pareja
Composición del hogar
Casado y con hijos menores de 6 años
Casado y con hijos entre 6 y 16 años
Casado y con mayores con más de 65 años
Renta del hogar (103 de ptas 1992)
Actividad del establecimiento
Agricultura, ganadería, pesca,caza…
a
Industria
Construcción
Comercio
Hostelería
Actividades financieras, inmobiliarias…
AAPP, educación y sanidad
b
Otros
Tipo de jornada
Jornada completa
Jornada parcial
Notas: La desviación estándar aparece entre paréntesis.
(a) En esta variable se incluye la industria extractiva, manufacturera y la producción y distribución de energía eléctrica, gas y agua.
(b) Esta categoría engloba a servicios sociales y otras actividades sociales.
Fuente: Elaboración propia a partir del PHOGUE (INE 2001)
100
ESTADÍSTICA ESPAÑOLA
Tabla A2
ANÁLISIS DESCRIPTIVO DE LAS VARIABLES EXPLICATIVAS DE LA DE
TRANSICIÓN DE LOS TRABAJADORES TEMPORALES MUJERESa
(Conclusión)
Asalariado
temporal
Asalariado
permanente
Parado
Inactivo
0,11(0,30)
0,08(0,27)
0,09 (0,30)
0,12(0,32)
0,12(0,31)
0,23(0,42)
0,11(0,31)
0,07(0,26)
0,14(0,35)
0,22(0,41)
0,11(0,30)
0,29(0,45)
0,10(0,30)
0,11(0,31)
0,18(0,38)
0,13(0,34)
0,15 (0,34)
0,25 (0,42)
0,06 (0,23)
0,10 (0,30)
0,11 (0,30)
0,24 (0,42)
0,18(0,38)
0,21(0,40)
0,05(0,21)
0,11(0,32)
0,09(0,28)
0,24(0,42)
Tamaño de municipio
Más de 100.000 h
Entre 10.000 h y 100.000 h
Menos de 10000 h
0,39(0,17)
0,37(0,48)
0,24(0,43)
0,44(0,47)
0,35(0,47)
0,21(0,41)
0,46 (0,35)
0,32 (0,46)
0,22 (0,41)
0,35(0,48)
0,41(0,49)
0,24(0,42)
Año
1995
1996
1997
1998
1999
2000
0.02 (0,08)
0.06 (0,23)
0.07 (0,25)
0.15 (0,36)
0.24 (0,42)
0.46 (0,49)
0,15 (0,35)
0,15 (0,35)
0,17 (0,37)
0,23 (0,41)
0,17 (0,38)
0,13 (0,34)
0,20 (0,39)
0,6 (0.,36)
0,17 (0,37)
0,20 (0,40)
0,13 (0,34)
0,14 (0,35)
0,18 (0,38)
0,14 (0,34)
0,20 (0,40)
0,21 (0,40)
0,15 (0,35)
0,12 (0,32)
254
504
347
198
Región
Canarias
Centro (Castilla y León, Castilla La Mancha,
Extremadura)
Este (Cataluña, Comunidad Valenciana, Baleares)
Madrid
Noroeste (Galicia, Asturias, Cantabria)
Noreste (País Vasco, Navarra, Rioja, Aragón)
Sur (Andalucía, Ceuta, Melilla, Murcia)
Nº de observaciones
Notas: La desviación estándar aparece entre paréntesis.
Fuente: Elaboración propia a partir del PHOGUE (INE 2001)
LA NATURALEZA DE LA TEMPORALIDAD EN EL EMPLEO: NUEVA EVIDENCIA EMPÍRICA
TEMPORARY EMPLOYMENT: NEW EMPIRICAL
EVIDENCE
ABSTRACT
Employment instability is considered one of the main features of the
Spanish labour market. Nowadays the proportion of temporary workers in
Spain, in spite of the recent labour market reforms, triples that of the
European Union countries. This paper views this subject from a microeconomic perspective. The objective is twofold: first a multinomial logit
model is estimated to observe the characteristics of temporary workers
with respect to individual with another labour force status. Second, we
analyse transition from temporary employment to various labour market
states using competing risk models. In both cases the models are estimated for males and females. Data are obtained from the Spanish
Household Panel Survey (INE 2001).
Keywords: Employment instability, competing risk models, labour transitions, logit models.
AMS Clasificación: 62P29, 91B40.
101