131
Véase García Perea (1991) para un análisis similar de las pautas de dispersión de salarios durante el período 1963-86. (N. del A.)
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Actualmente no existen fuentes de información en España sobre la dispersión salarial dentro de las clasificaciones sector-profesión. Toda la información salarial disponible proviene de la Encuesta de Salarios o de las estadísticas sobre convenios colectivos del Ministerio de Trabajo y Seguridad Social. Estas dos fuentes sólo aportan datos de salarios medios para las clasificaciones sector-profesión, pero no sobre la variación salarial dentro de las clasificaciones. Mi respuesta a este problema es suponer que la desigualdad dentro de las clasificaciones es igual a cero. El análisis se concentra en los cambios de la desigualdad en el tiempo, ignorando los cambios de la distribución dentro de las clasificaciones. Afortunadamente, esta postura puede ser menos dañina en el caso español que para otros países, ya que en España la negociación colectiva, al tiempo que fija salarios para cada clasificación sectorprofesión, limita la dispersión dentro de las clasificaciones. Como contraste, Juhn, Murphy y Pierce (1990) encuentran que para los Estados Unidos la dispersión dentro de las clasificaciones es el principal componente de la variación salarial. En cualquier caso, debido al supuesto de dispersión salarial cero dentro de las clasificaciones sector-profesión, el análisis probablemente subestima la desigualdad salarial. (N. del A.)
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La dispersión dentro de los grupos de cualificación viene dada por la desviación típica de la media del logaritmo de los salarios sectoriales de la categoría profesional correspondiente. Los sectores cubiertos incluyen toda la minería y manufacturas, el comercio al por mayor y minorista, la construcción, el transporte y algunos servicios (finanzas y seguros, restaurantes y hoteles). (N. del A.)
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La dispersión entre los grupos de cualificación viene dada por la desviación típica de la media del logaritmo de los salarios por categorías profesionales del sector correspondiente. (N. del A.)
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La dispersión intra y entre grupos viene dada por la desviación típica de la media del logaritmo de los salarios por clasificaciones sector-profesión. (N. del A.)
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En la Encuesta de Condiciones de Vida y Trabajo, sin embargo, hay poca evidencia que apoye la afirmación de que muchos parados estén trabajando en la economía sumergida. También es posible que, por el supuesto de dispersión salarial cero dentro de las clasificaciones sector-profesión, el análisis subestime realmente la desigualdad de las rentas del trabajo. (N. del A.)
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En 1988, el 73% de los clasificados dentro de Medios tenía titulación de bachiller superior, mientras que el 15% tenía formación profesional y el 12% restante una carrera universitaria de tres años. (N. del A.)
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Esta proporción no es nueva: en 1979, con un paro total inferior en 9 puntos porcentuales, era del 67%. Por tanto, parece que el paro juvenil ha crecido en la misma proporción que el paro total. (N. del A.)
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Estos dos intervalos de edad no son estrictamente comparables, puesto que el grupo de entre 30 y 44 años incluye individuos de entre 31 y 35 años en 1979, obviamente excluidos de la cohorte de entre 20 y 29 años en 1979. La comparación correcta no es posible con la división por edades existente en los datos publicados de la EPA. No obstante, como el problema afecta a la totalidad de la cohorte, con independencia de su educación, parece razonable afirmar que dentro de los de entre 20 y 29 años, aquellos con educación universitaria lo tienen mejor en términos de paro que sus coetáneos con menor educación. (N. del A.)
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Un buen estudio microeconómico de la desigualdad en España hasta hoy es Ruiz-Castillo (1987), que utiliza la EPF de 1980-81. Adicionalmente, a principios de los setenta se publicaron una serie de informes gubernamentales sobre la distribución de la renta utilizando datos tanto de la Encuesta de Salarios como de la EPF. (N. del A.)