Introducción

En años recientes, el tema de los salarios en México se ha introducido con mayor fuerza en los debates sostenidos entre integrantes de cámaras legislativas, organizaciones de trabajadores, y con aquellos pertenecientes al sector académico. Esto debido, principalmente, a la considerable reducción en cifras reales de los salarios que carecen incluso de suficiencia en poder adquisitivo para cumplir con las normas constitucionales. Ante esto, el Gobierno presentó a finales de 2012, como respuesta, la reforma más sustancial que se ha realizado a la Ley Federal del Trabajo desde su entrada en vigor en 1970. Y entre sus principales innovaciones está la obligatoria incorporación de los incrementos de la productividad de los trabajadores a partir de los incrementos salariales; es decir, alcanzar la “democratización de la productividad”.

Ante lo anterior, y después de tres años de puesta en marcha dicha reforma, resulta importante evaluar la relación que han mantenido los cambios en la productividad laboral con los cambios en los salarios de los trabajadores: Este es el objetivo principal de la investigación, a fin de abrir un panorama que explique el comportamiento futuro de los salarios, bajo este mecanismo.

No obstante, debe recordarse que en el caso del mercado laboral mexicano, se encuentran presentes algunos fenómenos particulares como altos niveles de informalidad laboral y sobretodo la emigración de mano de obra hacia los Estados Unidos, los cuales pueden implicar distorsiones en el ciclo económico de dicho mercado. Adicionalmente, desde el agotamiento del modelo de sustitución de importaciones, la economía mexicana ha mantenido como una de sus bases fundamentales la atracción de capitales extranjeros para incidir en la generación de empleos. Dicho mecanismo ha sido factible en gran medida por el sostenido bajo costo de la mano de obra en el mercado internacional, desde hace ya varias décadas y, más aún, sin que esto sea complementado por una política industrial dirigida al fortalecimiento de la estructura económica nacional. De manera conjunta, estos elementos pueden alterar el vínculo entre la productividad y los salarios de los trabajadores, lo que deriva en rigideces dentro de la dinámica salarial e invalida los argumentos de la actual reglamentación laboral.

Para corroborar lo anterior, la investigación se centra en estimar una ecuación de salarios para el caso del sector manufacturero mexicano, asumiendo una perspectiva macroeconómica, en donde la productividad laboral y el nivel de desempleo son los principales determinantes de los ingresos personales de los trabajadores, de acuerdo con lo que establece la teoría económica laboral; pero considerando también otros factores, como las variaciones en el nivel general de precios y el papel del salario mínimo. El estudio se enfoca en el análisis del sector manufacturero debido a su importancia en términos de generación de empleo y contribución en el producto interno bruto. Cabe señalar que, para el sector primario, existe la limitante para cuantificar la productividad laboral tratándose de actividades guiadas por una producción estacionalizada; mientras que para el sector terciario, la actividad está basada en la producción de bienes intangibles. En estos últimos sectores, la cuantificación de la productividad laboral resulta menos factible y una comparación que integre los tres sectores resultaría ambigua.

Por otra parte, se reconoce la importante heterogeneidad que existe en términos temporales y espaciales considerando las contrastantes condiciones económicas, laborales y salariales que existen entre cada una de las 32 entidades federativas del territorio mexicano, así como las diferentes etapas de estabilidad y crisis económica que se han observado en la última década. Con esto, el análisis empírico de este estudio se sustenta metodológicamente por herramientas e información que asume dichas condiciones. En específico, los resultados que se muestran se derivan de modelos econométricos que recogen información tanto de corte transversal como de series de tiempo y que ha sido diseñada y ofrecida por fuentes oficiales especializadas en temas del mercado laboral nacional.

Los argumentos empíricos que se ofrecen en esta investigación asumen, dentro de sus principales resultados, una relación inversa entre los salarios y el desempleo, así como el reconocimiento de un peso importante de elementos institucionales para la determinación de los salarios reales.

El trabajo está organizado de la siguiente forma: en el inciso uno, se hace una revisión de la literatura; en el dos, se presentan los principales planteamientos empíricos para la relación productividad y salarios; en el tres, se muestra un panorama contextual para dichas variables en el nivel regional y estatal; en el cuatro, se expone la estrategia metodológica a seguir, así como los resultados obtenidos. Finalmente, se presentan las principales conclusiones de la investigación.

1. Elementos teóricos con fundamentos microeconómicos

Dentro de la literatura referente a determinantes de salarios, es posible encontrar planteamientos teóricos que hablan sobre el papel del capital humano (la educación, las formas de capacitación laboral y la experiencia profesional de los individuos), el capital económico (la infraestructura para los medios de producción) y los rasgos individuales de los trabajadores (edad, sexo, estado civil, entre otros). En conjunto, dichos planteamientos analizan la dinámica de los salarios y dan explicación a fenómenos como el desempleo involuntario y las diferencias salariales, basándose en mercados con información incompleta entre los agentes y en los mecanismos de negociación salarial y contratación, siendo estos los principales elementos que generan rigideces salariales en mercados imperfectos.

Asimismo, la aceptación de diferentes niveles de salarios con respecto al nivel general del mercado ha derivado en el concepto de salario de eficiencia, el cual puede ser entendido como un salario superior al salario promedio del mercado, mediante el cual se minimizan costos derivados del proceso de contratación laboral y promueve una mayor productividad para los trabajadores. Dentro de este esquema, se encuentran los modelos que a continuación se citan.

El modelo de shirking de ^{Shapiro y Stiglitz (1984)} cuestiona el que los salarios no ajusten la ocupación hacia su nivel de equilibrio, como lo dicta la teoría marginalista. Los autores muestran que la estructura de la información en el mercado laboral explica el desempleo involuntario, dada la incapacidad de los empleadores para observar el esfuerzo de los trabajadores, sin incurrir en un costo. En este contexto, los empleadores no tienen un monitoreo perfecto del desempeño de los trabajadores. El ofrecimiento de un salario de eficiencia garantiza que los trabajadores realicen su máximo esfuerzo minimizando el costo del empresario por unidad efectiva empleada. Al pagar un salario superior al del mercado, si el trabajador es sorprendido en un bajo rendimiento, será despedido y solo podrá ser empleado en otro lugar con un salario menor. Este modelo representa el modelo básico de salarios de eficiencia; según ^{Akerlof (1980)} y ^{Akerlof y Yellen (1990)}, el salario de eficiencia debe considerarse como un elemento de justicia hacia los trabajadores, quienes evalúan el trato de la empresa en función del nivel de salario concedido.

Por otra parte, ^{Azariadis y Stiglitz (1983)} y ^{Stiglitz (1986)} desarrollaron el modelo de contratos implícitos, el cual destaca que los trabajadores no pueden protegerse contra cambios en sus ingresos a través de compañías convencionales de seguros, y tienen un acceso limitado al mercado de crédito. Contrariamente, los empleadores resultan menos adversos al riesgo y tienen un mayor acceso al mercado de capitales. Como resultado, los empleadores pueden ofrecer algún tipo de seguro a sus trabajadores, como parte del contrato de trabajo, para atraer mano de obra con un nivel de salario menor, siendo este seguro una prestación adicional que asume el papel de salario de eficiencia.

El modelo de histéresis o enfoque insider-outsider, desarrollado por ^{Lindbeck y Snower (1986)}, ^{Blanchard y Summers (1987)} y ^{Gregory (1986)}, critica el supuesto neoclásico de libre entrada y salida del mercado de trabajo. El modelo analiza las causas de la fijación de los salarios en un nivel por encima al de equilibrio, y otorga cierto poder de mercado a los trabajadores para la fijación del nivel de salario. El fundamento principal de esta teoría es que la rotación del personal en una empresa, a través de un intercambio entre los trabajadores ocupados (insiders) y los trabajadores que se encuentran desocupados (outsiders), resulta costosa para la empresa, si se consideran los costos de capacitación, de despido y de contratación. Esto permite que los insiders eleven sus salarios por encima del salario de equilibrio, sin que sea posible su sustitución por un trabajador outsider.

Finalmente, el modelo de matching asume elecciones individuales basadas en información completa que permiten que los trabajadores transiten de un trabajo a otro de forma inmediata, sin que experimenten periodos de búsqueda de empleo. Sin embargo, desde finales del decenio de 1960, se observó que la duración del desempleo se incrementa en periodos contra-cíclicos. Dicha duración se explica subrayando que los trabajadores desocupados analizan las opciones de inserción en el mercado de trabajo considerando diversos factores además del salario. Como lo menciona ^{Mortensen (1986)}, reconociendo que la información respecto de las vacantes y los salarios ofrecidos no es perfecta e implica un costo para ambas partes (empleador y empleado), el salario percibido, una vez empleado, dependerá de los costos implícitos en dicha búsqueda. Las implicaciones de este planteamiento se relacionan con el hecho de que los trabajadores deberán definir una estrategia para determinar cuándo el salario que les es ofrecido es aceptable. Lo anterior implica que la asimetría y los costos derivados desvinculan la oferta de empleo y los salarios de los trabajadores, fenómeno que ha sido verificado empíricamente.

2. Estudios empíricos

El análisis empírico de la determinación de salarios en el nivel macroeconómico parte de la relación entre salarios y desempleo con el modelo de la curva de ^{Phillips y el modelo de Harris-Todaro. Phillips (1958)}, utilizando datos anuales para el caso del Reino Unido, encontró que la relación entre las tasas de cambio de los salarios monetarios y el desempleo mostraba una curva con pendiente negativa. ^{Friedman (1968)} y ^{Phelps (1968)}, asumiendo información incompleta entre los agentes económicos y una tasa natural de desempleo, diferenciaron los efectos transitorios de corto y largo plazo entre inflación y desempleo.

^{Harris y Todaro (1970)} plantearon una visión alternativa en cuanto a la relación salarios-desempleo, desarrollando un modelo compuesto por un sector urbano y un sector rural, donde existen salarios urbanos que en su nivel mínimo son sustancialmente mayores a los salarios en la agricultura. Adicionalmente, diversos estudios basados en esta visión han explicado las diferencias salariales entre regiones, destacando a ^{Hall, Gordon and Holt (1972)}, ^{Reza (1978)}, ^{Roback (1982)}, ^{Marston (1985)}, ^{Adams (1985)} y ^{Topel (1986)}.

En la década de los ochenta, se realizaron diversos estudios que mostraron una relación en sentido opuesto y que sería definida, por ^{Blanchflower y Oswald (1990)}, como la curva de salarios. La relación negativa entre salarios y desempleo converge con los planteamientos realizados por la curva de Phillips, sin embargo existen tres diferencias importantes. Primero, la curva de Phillips vincula la tasa de cambio de los salarios con la tasa de desempleo, mientras que la curva de salarios vincula los salarios en niveles con la tasa de desempleo; segundo, la curva de Phillips se relaciona con la inflación, la curva de salarios no; y tercero, la curva de Phillips trata acerca de los efectos del desempleo agregado, en cambio la curva de salarios, del papel del desempleo local. Asimismo, se puede establecer que la curva de Phillips establece un esquema macroeconómico utilizando la variable agregada de desempleo como mecanismo de ajuste; la curva de salarios refiere a un equilibrio que se mantiene en el tiempo y que es ajeno a dinámicas transitorias, explicado a partir de variables microeconómicas o individuales. Como antecedentes más relevantes de la curva de salarios, se pueden mencionar los trabajos de ^{Blackaby y Manning (1987)}, ^{Layard y Nickell (1986)}, ^{Freeman (1988)}, ^{Pissarides y McMaster (1990)}, ^{Blanchard y Katz (1992)} y ^{Jones (1989)}. De manera general, en dichas investigaciones se converge sobre la existencia de un efecto negativo en los salarios en el desempleo.

^{Blanchflower y Oswald (1994)} presentaron estudios realizados para los casos de Gran Bretaña, Alemania, Australia, Italia, Holanda, Irlanda, Suecia, Noruega, Canadá, Corea del Sur y Australia. En cada caso, se utilizaron datos tipo panel que en conjunto suman información para cerca de 3 millones y medio de personas, con lo que los autores aplicaron el método de mínimos cuadrados generalizados (MCO) a una ecuación en donde interviene el logaritmo de los salarios reales como variable por explicar, a partir del logaritmo del desempleo y un conjunto de variables de control para el tiempo, el espacio y las características particulares de los trabajadores (edad, sexo, escolaridad, raza, sindicalización o sector en el que laboran). Sus estimaciones arrojan una elasticidad del salario ante el desempleo regional de -0.1. Los autores autodenominaron a la curva de salarios: regla empírica de la economía, asumiendo que el comportamiento persiste sin importar el tiempo, la región o el contexto institucional del que se hable. La curva de salarios se respaldó en los modelos cuya base principal se relacionaba con el concepto de salarios de eficiencia, descrito anteriormente.

Para el caso de México, ^{Castro (2006)} utilizó información de la Encuesta Nacional de Empleo Urbano (ENEU) y construyó una base de datos para trabajadores de 33 centros urbanos, para el periodo que va de 1993 a 2002. Estimando un modelo de panel dinámico, se evalúa la elasticidad de los salarios ante el desempleo con rezago de un periodo, incluyendo variables dicotómicas para diferenciar las características de los trabajadores, la región en la que laboran, así como el tiempo. Los resultados muestran una elasticidad de -0.03, siendo esta menor a lo mostrado en el trabajo original de ^{Blanchflower y Oswald (1994)} .

Partiendo de este esquema microeconómico de la curva de salarios, en la última década, se han realizado investigaciones con una perspectiva mayormente macroeconómica, para retomar la relación inversa entre los salarios y el desempleo, y además incluir la productividad de los trabajadores. Lo anterior, derivado en gran medida de las recomendaciones de organismos internacionales del sector laboral, como la Organización Internacional del Trabajo (OIT), cuyo principal pronunciamiento para sacar a los salarios del estancamiento ha sido a través de la incorporación de los incrementos de la productividad de los trabajadores en sus salarios. Argumento recogido por la última reforma laboral, en el caso mexicano.

Al respecto, ^{Wakeford (2004)} analiza el caso de Sudáfrica para el periodo de 1983 a 2002. Utilizando el análisis de cointegración multivariable de Johansen y la prueba de causalidad de Granger, él encuentra la existencia de una relación de equilibrio de largo plazo entre los salarios y la productividad laboral, en donde por cada incremento del 1% en la productividad, los salarios tendrían un incremento de 0.58%. No obstante, el autor no encuentra evidencia de una relación de equilibrio de largo plazo entre el desempleo y el resto de las variables.

^{Goh y Wong (2010)} emplean técnicas de corrección de error y cointegración multivariable para datos de Malasia entre 1970 y 2005. En el estudio, se encuentra una relación positiva de equilibrio de largo plazo entre los salarios y la productividad, pero no así para los salarios con el desempleo. Otros trabajos, utilizando técnicas de cointegración, encontraron que la elasticidad de los salarios con respecto a la productividad fue mayor a la unidad, como el caso de Israel, documentado por ^{Lavy y Sussman (2001)}, Australia (^{Kumar, et al., 2012}) , Reino Unido (^{Alexander, 1993}) y Estados Unidos, analizado por ^{Strauss y Wohar (2004)}. Dichos resultados sugieren que, en el largo plazo, la productividad ejerce un efecto significativo sobre los salarios, y que estos últimos tienden a desasociarse de los niveles de desempleo.

Para el caso de México, ^{Castellanos (2010)} evalúa la relación entre salarios nominales, desempleo y productividad laboral al interior del sector manufacturero, para el periodo de 1994 a 2001. Mediante el Método Generalizado de Momentos (MGM) para datos panel dinámicos, se concluye que el desempleo modera el incremento de los salarios, mientras que la productividad lo incrementa, entre -0.5 y 0.25 unidades, respectivamente. ^{Galindo y Catalán (2010)} evalúan la hipótesis de la curva de salarios con información trimestral para el periodo de 1989 a 2008. Utilizando el análisis de cointegración e incluyendo a la productividad laboral como variable explicativa, además de una variable de precios y un salario de reserva medido a través del salario mínimo, los autores obtuvieron una elasticidad salarios-desempleo de -0.032; mientras que la productividad, la escala de precios y el salario mínimo impactan de manera positiva en un nivel de 0.27, 0.82 y 0.07, para cada caso.

A manera de síntesis, dentro de los planteamientos relacionados con los determinantes salariales, los elementos teóricos microeconómicos relacionados con el concepto de salario de eficiencia han sido corroborados a través de modelos empíricos, como la curva de salarios, para posteriormente integrarse a modelos macroeconómicos que permiten la inclusión de la productividad laboral, misma que había sido excluida asumiendo una mayor importancia por parte del desempleo y la inflación.

3. Evolución del mercado laboral del sector manufacturero

Este apartado es destinado a describir la dinámica de las principales variables analizadas en la presente investigación como lo son: producción, remuneraciones y productividad laboral, para contextualizar el caso del sector manufacturero mexicano, desagregando su desarrollo en el nivel de cada una de las 32 entidades, así como las ramas y subsectores que componen dicho sector. A su vez, esta información permitirá entender el comportamiento de las variables en su posterior uso dentro del análisis econométrico sugerido.

A partir de la década de 1980 y, en particular, con la formalización del Tratado de Libre Comercio de América del Norte (TLCAN), es posible observar cambios importantes en la estructura productiva de las manufacturas mexicanas. Por una parte, la producción de las industrias tradicionales ha venido declinando en favor de la producción de industrias más intensivas en capital y conocimiento tecnológico, orientadas hacia la exportación (^{Rivera, 2001}) ; por otra, la liberalización comercial ha generado un proceso de descentralización de la actividad manufacturera de los estados del centro de México hacia otras estados en el norte del país.

De acuerdo con el Sistema de Clasificación Industrial de América del Norte (SCIAN), al interior del sector manufacturero, es posible identificar tres subsectores cuyas dinámicas han operado en favor de ramas con mayor uso de capital. El subsector 33, que incluye una alta participación por parte de la industria automotriz (fabricación de equipo de transporte), incrementó su tasa de participación en el PIB manufacturero entre 1995 y 2015, pasando de un 33.2% a un 38.1% (Cuadro 1). Asimismo, dicho subsector ha logrado superar al subsector 31, que fue el más importante en la década de 1990 y que incluye a las industrias más tradicionales como la alimentaria y textil, y al subsector 32, compuesto por industrias que dependen de la disponibilidad de los recursos naturales, como la maderera y la petrolera¹.

En términos del empleo, la industria manufacturera absorbe cerca del 16% de la población ocupada en México y, en la última década, el dinamismo del empleo manufacturero se ha mantenido similar al comportamiento de la mayoría de los sectores, con tasas medias de crecimiento anual cercanas al 1.5% cada año (Cuadro 2).

El sector automotriz absorbió en 2015 el 22.3% de los trabajadores del sector manufacturero, acercándose al 30.5% del total de las industrias del subsector 31, que muestra disminuciones en los últimos años. Esto se puede observar tomando el número de empleos generados, como saldo neto para este periodo, en el sector automotriz, que fue de 238,434 plazas laborales. De hecho, el subsector 33 fue el único en registrar cifras netas positivas en generación de empleo (Cuadro 3).

La productividad laboral -estimada como el cociente entre la producción y el empleo, a partir de información de la Encuesta Mensual de la Industria Manufacturera (EMIM)- muestra que al interior de la industria manufacturera y de manera individual, la tasa para el total de la industria fue de tan solo 0.7%, entre 2008 y 2015; si bien, en ramas como la industria maderera, de transporte y textil se registró una Tasa Media de Crecimiento Anual (TMCA) mayor (Gráfica 1).

Fuente: Elaboración propia con datos de la Encuesta Mensual de la Industria Manufacturera (EMIM) del INEGI.

Gráfica 1 Tasa media de crecimiento anual de la productividad laboral por rama del sector manufacturero, 2008-2015 (%) 

Debe destacarse que la productividad laboral del sector manufacturero ha sido influenciada más por cambios en la tendencia de la producción que por cambios en el empleo. La caída o relativa estabilidad del empleo en términos absolutos explica el aumento de la productividad del trabajo, tal y como se mostró para décadas anteriores (^{CEFP, 2004}). En las ramas vinculadas con la industria textil, la industria de la madera, la industria del vestido y la industria de la piel, el crecimiento de la productividad puede ser explicado únicamente por disminuciones en el personal ocupado (Gráfica 2). En la rama automotriz, la de maquinaria y equipo y la alimentaria, el crecimiento en la productividad se presentó con un saldo positivo tanto en el empleo como en producción, infiriendo que el crecimiento de la mayor eficiencia productiva fue mayor al crecimiento del empleo (Gráfica 2 y 3)

Fuente: Elaboración propia con datos de la Encuesta Mensual de la Industria Manufacturera (EMIM) del INEGI.

Gráfica 2 Productividad laboral y empleo en el sector manufacturero, tasa media de crecimiento anual de la 2008-2015 (%) 

Fuente: Elaboración propia con datos de la Encuesta Mensual de la Industria Manufacturera (EMIM) del INEGI.

Gráfica 3 Productividad laboral y valor de la producción en el sector manufacturero, tasa media de crecimiento anual 2008-2015 (%) 

No obstante, aunque la productividad de la fuerza laboral en la industria manufacturera ha sido mínimo a lo largo de la última década, el nivel de remuneración presenta retrocesos mostrando una TMCA de -1.5%, con reducciones anuales importantes hasta 2012, con una recuperación de 2.1% en años subsecuentes, pero sin alcanzar el mismo nivel de 2007.

De forma más clara, como se observa en el Cuadro 4, en 2011 las remuneraciones mensuales por trabajador tuvieron una pérdida de 1,600 pesos con respecto a lo percibido en 2007; mientras que en 2015, se observa una ganancia de tan solo 600 pesos, el saldo neto fue de una reducción de mil pesos mensuales en las remuneraciones que percibió un trabajador promedio del sector manufacturero.

En particular, las industrias relacionadas con la fabricación de consumo final, como la alimentaria, de las bebidas y del tabaco, la textil, así como la automotriz, fueron las ramas con mayores reducciones en términos de remuneraciones, debido a los efectos de la crisis, lo cual se observa en las cifras entre 2007 y 2012.

Es posible establecer que, una vez terminada la crisis en el sector manufacturero, las remuneraciones no se ajustan en igual magnitud que la producción, y que la estructura salarial, a la cual se han adaptado las empresas durante periodos de crisis, permanece en niveles inferiores, incluso una vez superada dicha crisis. Este comportamiento puede observarse comparando el crecimiento de las remuneraciones y el de la productividad, como lo muestra Gráfica 4. Para el periodo que va del término de 2009 hasta finales de 2012, el crecimiento de la productividad y las remuneraciones de los trabajadores en el sector manufacturero comparten una tendencia similar dentro de las variaciones mostradas, sin embargo, para el caso de las remuneraciones, los incrementos tienen una magnitud menor.

Fuente: Elaboración propia con datos de la Encuesta Mensual de la Industria Manufacturera (EMIM) del INEGI.

Gráfica 4 Remuneraciones reales y productividad en la industria manufacturera, tasa de crecimiento anual, 2008-2015 (%) 

Así mismo, la apertura comercial promovió un proceso de desconcentración de la actividad manufacturera que orientaría a las empresas manufactureras a establecerse en otras regiones, como la zona de la frontera norte del país, principalmente. De esta manera, la Ciudad de México ha tendido a especializarse en actividades terciarias, mientras que Guadalajara y Monterrey continuaron con el desarrollo industrial, adaptándose a las transformaciones que surgían de la apertura comercial.

Como lo menciona ^{Mendoza y Martínez (1999)}, hasta antes de la firma del TLC, el sector manufacturero se vio guiado por un incremento del empleo en la región fronteriza del país comprendida por los estados de Baja California, Sonora, Coahuila, Chihuahua, Nuevo León, Sonora y Tamaulipas. En conjunto, mostraron un crecimiento promedio anual de 5.8% en el periodo de 1980 a 1994, siendo Baja California, Tamaulipas y Coahuila las más beneficiadas, mientras que entidades no fronterizas crecieron a únicamente 2.5%, cada año. Asimismo, pese a que en los estados no fronterizos las industrias de mayor expansión fueron las relacionadas con el mercado interno, la gran mayoría mantenía un vínculo con actividades orientadas hacia la exportación.

Uno de los elementos que ayuda a explicar la relocalización de las manufacturas al norte del país, se relaciona con el bajo nivel de remuneraciones de la región, pero es precisamente este elemento el que posteriormente sufriría cambios importantes. En particular, la concentración de la manufactura en estados de la frontera norte del país permitió romper, o al menos reducir, las tendencias históricas que dictaban diferencias importantes entre los salarios de la región norte y los salarios de la región centro del país. Las ramas industriales, que en la década de los noventa mantuvieron un vínculo importante con el exterior fueron aquellas que lograron reducir en mayor medida dicha brecha salarial; Chihuahua y Coahuila fueron las de mayor crecimiento; Baja California continuó sin cambios importantes. Entre 2005 y 2014, los estados del norte del país siguieron mostrando crecimiento con una TMCA del PIB del sector de 3.3%, mientras que para los estados del centro y centro-norte fue de 1.3% y 2.6%, respectivamente. De igual forma, este patrón se ve reflejado en lo que a empleo se refiere. La región norte fue la única que incrementó su participación con respecto al personal ocupado en el sector, pasando de 24.0% a 27.7% de 2005 a 2014; mientras que en el centro se redujo de 41.7% a 39.8% (Cuadro 5).

Dentro de la región norte, Coahuila es el estado con mayor dinamismo tanto en términos de crecimiento de su producción (4.4% promedio anual) como de empleo (4.5% promedio anual). Por su parte, Nuevo León y Sonora han crecido a un nivel similar aunque menor al de Coahuila (4.0% y 4.2%, respectivamente), y dicho crecimiento de la producción se ha reflejado en un menor nivel de crecimiento dentro del empleo manufacturero (1.2% y 1.1%, respectivamente). Finalmente, cabe resaltar el caso de la Ciudad de México, siendo esta la entidad con mayor pérdida de empleo en este periodo (-4.9% promedio anual) (Cuadro 5).

Fuente: Elaboración propia con datos de la Encuesta Mensual de la Industria Manufacturera (EMIM), la Encuesta Nacional de Ocupación y Empleo (ENOE) y el Sistema de Cuentas Nacionales de México del INEGI. * Para la regionalización se consideró la clasificación que realiza el Banco de México en el Reporte Sobre las Economías Regionales.

El comportamiento antes descrito puede ser explicado por el crecimiento que han tenido las ramas correspondientes a la fabricación de maquinaria y equipo, equipo de cómputo, componentes y accesorios electrónicos y aparatos eléctricos, ramas estrechamente relacionadas con el comercio exterior. En promedio, dichas actividades representan cerca del 41.6% del total de la actividad manufacturera de cada entidad fronteriza, y sus tasas de crecimiento promedio fueron de 1.6, 2.9 y 3.7 por ciento para Baja California, Chihuahua y Tamaulipas, respectivamente, y de 8.0, 8.4 y 11.6 por ciento en Coahuila, Nuevo León y Sonora.

En relación con el mercado laboral del sector manufacturero, pese a que las brechas salariales del dicho sector entre la región norte y la región del centro se han reducido desde la década de los ochenta, y aunque en la mayor parte de las industrias de maquinaria y equipo, equipo eléctrico y equipo electrónico han experimentado un crecimiento importante, en general, las remuneraciones en el centro del país siguen siendo superiores a las de los estados colindantes con el país vecino del norte. Como se observa en la Gráfica 5, de 2007 a 2015, en promedio en el centro del país, las remuneraciones mensuales ascendieron a 12 mil 382 pesos; mientras que en la región norte se situaron ligeramente por debajo, en 11 mil 932 pesos. Cabe señalar que dentro de las entidades que comprenden la región sur (Campeche), en promedio las remuneraciones tienen un nivel superior al resto de las regiones, sin embargo esto se explica por el efecto de la industria petrolera.

Fuente: Elaboración propia con datos de la Encuesta Mensual de la Industria Manufacturera (EMIM) y el Sistema de Cuentas Nacionales de México del INEGI.

Gráfica 5 Remuneraciones mensuales sector manufacturero, promedio 2007-2015 (Pesos) 

4. Estrategia metodológica

4.1. Metodología de análisis

El mercado laboral mexicano está caracterizado por la rigidez de los salarios, por lo que los supuestos neoclásicos que describen un mercado laboral en competencia perfecta resultan insuficientes. Particularmente, la rigidez en los salarios en México se relaciona con la distorsión del nivel de desempleo que se ve afectado por la informalidad laboral, el flujo migratorio de trabajadores mexicanos hacia los Estados Unidos y el efecto derivado de la apertura comercial para mantener el bajo costo de mano de obra para promover la Inversión Extranjera Directa (IED). Así, el crecimiento de los salarios se encuentra limitado a la dependencia que tenga la economía con respecto a la inversión proveniente del exterior y el ambiente institucional de fijación del salario mínimo.

En la presente investigación, se propone un análisis para el caso del sector manufacturero mexicano. El enfoque teórico y empírico en que se fundamenta el análisis es aquel que incluye a la productividad de los trabajadores como parte de la actual política laboral para el incremento de los salarios². Asimismo, se incorpora el comportamiento del desempleo como principal indicador del mercado laboral; el nivel de precios como referente del poder adquisitivo de las remuneraciones reales; y el nivel de salario mínimo, que pese a establecerse de manera institucional, es el principal indicador dentro de las negociaciones salariales.

Para un análisis en el nivel agregado, se propone la siguiente ecuación de salarios:

wit=αi+β1φi,t+β2Uni,t+β3SMi,t+β4πi,t+εi,t (1)

donde wi,t es el logaritmo del salario real en la entidad i, para el periodo t; φi,t, el logaritmo de la productividad laboral en la entidad i, para el periodo t; Uni,t, el logaritmo de la tasa de desempleo en la entidad i, para el periodo t; SMi,t, el logaritmo de la inflación en la entidad i, para el periodo t, y εi,t representa el término error.

En la Ecuación 1 , se incorporan efectos espaciales y temporales, considerando que, en diferentes entidades para el caso de México, es posible observar características particulares que no son posibles de capturar con un solo intercepto, como usualmente se realiza en el análisis de series de tiempo. La especificación de la ecuación corresponde a elasticidades entre los salarios y cada una de las variables sugeridas en los trabajos empíricos antes mencionados.

Para la estimación de la ecuación, el análisis se limita al periodo 2007-2015, considerando la información disponible en encuestas especializadas para el tema, como la Encuesta Mensual de la Industria Manufacturera (EMIM) y la Encuesta Nacional de Ocupación y Empleo (ENOE). En el primer caso, particularmente, pese a tener como antecedente a la Encuesta Industrial Mensual (EIM) que data desde 1964, se han realizado cambios metodológicos significativos en diversos periodos, de manera que este lapso es el más reciente y consistente. Es digno de resaltar también, que en este se integra la operación de la Industria Maquiladora de Exportación y la de Importación Temporal para Producir Artículos de Exportación, con el fin de realizar una medición más integral del sector manufacturero (^{INEGI, 2016}).

A continuación, en el Cuadro 6, se muestran cada una de las variables utilizadas, el nombre utilizado, la lectura que se debe dar a estas, así como su correspondiente descripción; además de la forma en que fueron calculadas, las fuentes oficiales de donde procedieron y de ser requerido, algunas observaciones que clarifiquen su uso

Cuadro 6 Variables del modelo y operacionalización de información 

Variable	Lectura de variable	Fuente	Operacionalización	Observaciones
Salarios	Remuneraciones por hora trabajada* (pesos por hora)	Cálculos a partir de información de la EMIM	Remuneraciones totales / Horas por personal ocupado.	Remuneraciones totales en valores constantes (IPC promedio del sector manufacturero)
Productividad laboral	Valor bruto de la producción por personal ocupado (miles de pesos por personal ocupado)	Cálculos a partir de información de la EMIM	Valor de la producción / Personal ocupado total	Valor de la producción en valores constantes (IPC promedio del sector manufacturero)
Desempleo	Tasa de desempleo abierto (% de la PEA)	Datos directos de la ENOE	Datos originales	Corresponde al promedio móvil de tres, con extremo superior
Salario mínimo	Salario Mínimo (pesos diarios)	Cálculos a partir de información de la CONASAMI	Dato para cada entidad de acuerdo al promedio correspondiente, tratándose de diferentes áreas geográficas
Inflación	Variación mensual del Índice de Precios al Consumidor (%)	Datos directos de INEGI	Datos originales de INEGI	Corresponde al IPC base 2010=100 de todos los sectores, además del manufacturero.

Fuente: Elaboración propia.*Siguiendo el trabajo de ^{Wakeford (2004)}, se consideran las remuneraciones totales pese a que en la EMIM existe información específica con respecto a los salarios, de manera que es posible separar las prestaciones añadidas dentro de las remuneraciones, de los salarios efectivamente pagados. Esta decisión se basa en el hecho de que las prestaciones, representan un porcentaje importante (cerca del 30%) del total de las remuneraciones, lo cual, puede influir en el comportamiento de los trabajadores bajo las teorías económicas antes descritas.

Se destaca que el salario promedio por hora, en las entidades, sea de cerca de $51.7 pesos por hora (Cuadro 7), que se traducen en $12 mil 408 pesos mensuales. Como se observa, existe una dispersión importante entre el valor mínimo y el valor máximo, que como se mencionó anteriormente, se debe a los altos salarios en algunos estados que mantienen actividades petroleras. Para el caso de la productividad laboral, en promedio para cada entidad, el valor de la producción añadido por cada trabajador fue de $184.5 mil pesos en cada mes, igualmente la dispersión entre el valor máximo y el valor mínimo es considerable y se explica de la misma forma que para el caso de los salarios.

Cuadro 7 Características generales de los datos, 2007-2015 

Indicador	Salarios	Productividad	Desempleo	Salario Mínimo	Inflación
Promedio	51.7	184.5	4.5	57.3	0.3
Valor Máximo	221.0	1,341.6	9.6	70.1	9.9
Valor Mínimo	18.8	10.2	0.7	47.6	-8.5
Desviación Estándar	21.9	183.0	1.6	6.4	0.9
Obs.	3,456	3,456	3,453	3,456	3,456

Fuente: Elaboración propia.

En la Gráfica 6a, se resalta la tendencia de los datos considerados como un conjunto sin distinción entre entidades, y se muestra una relación positiva entre salarios y productividad laboral. Sin embargo, al considerar la tendencia particular para cada entidad (Gráfica 6b), únicamente seis estados muestran un comportamiento positivo entre salarios y desempleo: Baja California Sur, Colima, Michoacán, Campeche, Jalisco y Oaxaca.

Fuente: Elaboración propia con datos de la Encuesta Mensual de la Industria Manufacturera (EMIM) y el Sistema de Cuentas Nacionales de México del INEGI.

Gráfica 6 Salarios y productividad laboral en el sector manufacturero, 2007-2015 

De las entidades restantes, Hidalgo, Querétaro, Veracruz, Aguascalientes, Morelia y Nayarit no parecen tener una relación clara, siendo que los salarios prácticamente no muestran cambios ante diferentes niveles de productividad. Finalmente, las 20 entidades restantes mantienen una tendencia negativa claramente definida.

La estrategia econométrica se basa en la estimación de estructuras estáticas, dinámicas y cointegración de largo plazo, como a continuación se describe.

El análisis estático partirá del análisis y elección del modelo de efectos fijos y el modelo de efectos aleatorios. En el primer caso, se considera que los regresores impactan de igual manera en cada unidad de corte transversal y que las características individuales entre ellas son definidas por el intercepto. En el modelo de efectos aleatorios, se considera el impacto de los regresores pero también las características individuales, para cada unidad, de corte transversal. Es decir, se considera a αi como un error específico de grupo similar a εit, excepto que, para cada unidad de corte transversal, permanece constante a lo largo del tiempo.

Tomando en consideración que la estructura del panel de información refiere a un panel largo vinculado con datos poblacionales, el modelo de efectos fijos parece representar la mejor opción. No obstante lo anterior, pruebas estadísticas como la prueba Breush-Pagan y la prueba Hausman permiten obtener criterios más precisos y concluyentes.

En el modelo estático, se asume la ausencia de ajustes en los salarios a través del tiempo, lo cual define un modelo no dinámico que supone un papel nulo de las negociaciones salariales entre trabajadores y empleadores.

Para el análisis dinámico, la Ecuación 2 replantea el análisis de los salarios, bajo el supuesto en el cual los salarios del periodo t son afectados adicionalmente por los salarios negociados en un periodo anterior k, no mayor a un año. Esto último, considerando que las negociaciones salariales suelen ocurrir una vez cada año.

wi,t=αi+β0wi,t-k+β1φi,t+β2Uni,t+β3SMi,t+β4πi,t+εi,t (2)

donde 0<k<12,tratándose de datos mensuales, como es el caso. La dinámica de la ecuación se presenta una vez incorporada la variable dependiente en forma retardada wi,t-k, quedando el resto de las variables en su forma original, correspondiente a la Ecuación 1.

En términos metodológicos, esta incorporación complica el modelo debido a la presencia de dos fuentes de persistencia a lo largo del tiempo: la autocorrelación entre la variable retardada y los regresores, así como la autocorrelación asociada con los efectos individuales y el término de error (^{Baltagi, 2005}). Con lo anterior, la aplicación de métodos como MCO o efectos fijos para un panel dinámico, genera estimaciones sesgadas e inconsistentes. Al respecto, ^{Arellano y Bond (1991)} proponen el Método Generalizado de Momentos (MGM), con el cual resulta eficiente el uso de los rezagos de la variable dependiente.

Por otra parte, cabe señalar que la longitud del panel impone restricciones siendo que el método de MGM es sugerido principalmente para paneles cortos. De forma práctica, ^{Álvarez y Arellano (2003)} establecen que los estimadores obtenidos a partir de MGM, son consistentes cuando T/N→c para 0<c<2. Para los datos en esta investigación se tiene T=108 meses y N=32 dando un valor c=3.375 con lo cual se violaría esta condición.

Para el cumplimiento de dicha condición, de manera alternativa, cada serie mensual de cada entidad puede ser transformada en serie trimestral, si se toman los meses centrales de cada trimestre como referencia. Esta operación no modifica el comportamiento de las series, y se cumple con la condición de ^{Álvarez y Arellano (2003)}, siendo que ahora T=36 meses y N=32, dando un valor c=1.125.

Para validar la consistencia de los estimadores, se propone evaluar los supuestos del modelo: los residuos están intercorrelacionados y las variables explicativas son exógenas. Los contrastes de sobreidentificación de Sargan y las pruebas de correlación serial residual de primero y segundo orden de Arellano y Bond, permiten corroborar dichas condiciones.

Finalmente, para evaluar la relación de largo plazo entre las variables y complementar el análisis de la Ecuación 2, se propone un análisis de cointegración de panel. Esto a su vez permite asegurar que las relaciones encontradas en el modelo estático y dinámico no resulten espurias, al asumir el factor estacionario en variables económicas. Para este último tipo de análisis, en primer lugar, se evalúan las condiciones de estacionariedad de las variables a través de pruebas de raíz unitaria, con la ventaja de que las pruebas basadas en paneles tienen mayor potencia que las pruebas basadas en series de tiempo; en segundo lugar, se determina si existe una relación de equilibrio a largo plazo entre la inflación, la productividad y los salarios reales, utilizando el test de cointegración de panel sugerido por ^{Pedroni (1999)}; y en tercer lugar, se estiman los coeficientes de largo plazo mediante la metodología para datos panel Fully-Modified Ordinary Least Squares (FMOLS) y Dynamic Ordinary Least Squares (DOLS).

En cuanto a las condiciones de estacionariedad, se evalúa la presencia de raíces unitarias para las tres variables usando pruebas para datos de tipo panel como las establecidas por ^{Breitung (2001)}, ^{Levin et al. (2002)}, e ^{Im et al. (2003)}, basados en el test Augmented Dickey Fuller (ADF); mientras ^{Maddala y Wu (1999)}, ^{Choi (2001)} y ^{Hadri (2000)} utilizan un test del tipo Phillip-Perron (PP).

De manera formal, la especificación de las pruebas se observa mediante el análisis de las restricciones que pudieran existir entre las secciones transversales, considerando procesos autorregresivos AR(1), como los siguientes:

yi,t=ρiyi,t-1+δXi,t+εi,t (3)

yi,t=αi+ρiyi,t-1+δXi,t+εi,t (4)

yi,t=αi+βit+ρiyi,t-1+δXi,t+εi,t (5)

donde yi,t es la variable explicada, en este caso, los salarios; xi,t, las variables exógenas para control de efectos fijos de grupo y tendencias en el tiempo; t es la variable de tiempo o de tendencia; el término de error está representado por εi,t; y ρi son los coeficientes autorregresivos. Bajo esta especificación, si ρ<1, yi se considerará como un proceso débilmente estacionario, y si ρ=1, yi contará con raíz unitaria.

Cabe señalar que las pruebas de ^{Breitung (2001)} , ^{Levin et al. (2002)}, y ^{Hadri (2000)} tienen como limitante el hecho de asumir que existe un proceso común de raíz unitaria para todas las secciones transversales; es decir, ρi=ρ para cada i, de lo cual, se infiere que cada una de las 32 entidades del modelo converjan hacia el equilibrio de largo plazo, a una misma velocidad. En respuesta a esta limitante, ^{Im et al. (2003)}, ^{Maddala y Wu (1999)} y ^{Choi (2001)} eliminan este supuesto permitiendo un ρi para cada sección cruzada, estimando la regresión ADF en forma separada. Con esto, ^{Breitung (2001)} y ^{Levin et al. (2002)}, evalúan el proceso bajo la hipótesis nula α=0 de raíz unitaria para todos los procesos individuales y la hipótesis alternativa α<0de no raíz unitaria para ningún proceso individual.

En forma opuesta, ^{Hadri (2000)} utiliza una hipótesis nula de no raíz unitaria para todos los procesos individuales y una alternativa de raíz unitaria para todos los procesos individuales. Por su parte, ^{Im et al. (2003)}, ^{Maddala y Wu (1999)} y ^{Choi (2001)} evalúan bajo la hipótesis nula αi=0 de raíz unitaria en todas las secciones transversales, pero con una hipótesis alternativa de no raíz unitaria en algunas secciones transversales, siendo αi=0 para i=1, 2, …, Ny αi<0 para i=N+1,N+2, …,N.

Una vez definidas las condiciones de estacionariedad entre salarios, productividad laboral y desempleo, con base en las pruebas anteriores, se procede a realizar la prueba de cointegración de panel sugerida por ^{Pedroni (1999)}, misma que representa una extensión de las pruebas de ^{Engle y Granger (1987)} con el fin de incluir datos tipo panel. A diferencia de la prueba para series de tiempo, en datos tipo panel se asume que el término autorregresivo de primer orden es el mismo para todas las secciones transversales, mientras que los interceptos y los coeficientes de tendencia pueden variar.

Como paso final, solo después de corroborar que existe un vector de cointegración y que hay una relación de equilibrio de largo plazo, se procede a obtener los estimadores de largo plazo mediante la técnica Fully Modify Ordinary Least Squares (FMOLS) de ^{Phillips y Hansen (1990)}, a través de un sistema de ecuaciones para un panel cointegrado como sigue:

yi,t=αi,t+βX´i,t+εi,t (6)

donde los regresores  xi,t son procesos integrados de orden 1 para todo i, siendo

 xi,t=xi,t-1+ui,t (7)

De manera complementaria, se propone el estimador bajo la técnica Dynamic Ordinary Least Squares (DOLS) de ^{Saikkonen (1992)} y ^{Stock y Watson (1993)}, el cual trabaja en forma similar al FMOLS, siendo que además de los rezagos utilizados para X´i,t, también se agregan un número t+q de adelantos ∆xi,t+j* de los regresores en sus primeras diferencias, para eliminar la endogeneidad asintótica. De esta manera, el sistema queda:

yi,t=αi,t+βX´i,t+∑j=-qqci,j∆xi,t+j*+εi,t        (8)

Asimismo, el método DOLS supone que la aplicación de los rezagos y adelantos de los regresores en el sistema absorberá toda la correlación de largo plazo entre los errores de los estimadores. Autores como ^{Kao y Chiang (2001)} y ^{Wanger y Hlouskova (2007)} sugieren que los estimadores DOLS representan una mejor alternativa que los estimadores FMOLS, tratándose de paneles cointegrados y/o que pudieran presentar problemas de correlación en corte trasversal.

Conclusiones

Los resultados permitieron corroborar que los salarios tienen una respuesta ante variaciones, tanto en la productividad laboral como en el desempleo. Sin embargo, dichas relaciones tienen signo inverso al esperado en el caso de la productividad laboral, mientras que para el caso del desempleo, el signo negativo concuerda con la teoría económica y los estudios empíricos, aunque en un nivel reducido pero significativo. Los resultados sugieren una elasticidad salarios-desempleo cercana al -0.04, la cual se aproxima a los resultados de la curva de salarios de ^{Castro (2006)}.

La reducción de los salarios debido a incrementos en la productividad diverge tanto de los planteamientos teóricos neoclásicos y neokeynesianos, como de la evidencia empírica reciente. Se presume que este resultado podría tener fundamento, dado el bajo costo de la mano de obra mexicana, en los mecanismos de atracción de IED. Dicho de otra forma, al considerar el actual contexto internacional caracterizado por una mayor competencia entre países de mano de obra de bajo costo y poco especializada, la contención de los salarios resulta importante para continuar con la atracción de capital extranjero. Retomando el caso de Malasia, analizado por ^{Goh y Wong (2010)}, los altos impactos directos transmitidos de la productividad laboral hacia los salarios explican las disminuciones en la IED.

Resulta prudente sugerir para estudios posteriores, el análisis de variables que aproximen el comportamiento de IED para evaluar su impacto hacia los salarios y la productividad laboral. La información disponible al momento en fuentes oficiales impide la integración de una variable de este tipo, principalmente tratándose de datos en el nivel estatal y con periodicidad mensual.

En línea con lo anterior, el uso de un panel de datos que incluye información de 32 entidades con comportamientos particulares, así como el empleo de técnicas econométricas estáticas, dinámicas y de largo plazo que convergen en los resultados, da consistencia a la evidencia encontrada. Más aún, este patrón inverso entre productividad y salarios se observa principalmente en entidades cuya actividad económica cuenta con una mayor participación por parte de la industria manufacturera, en términos de empleo y producción; como ejemplo están los casos de: Estado de México, Nuevo León, Coahuila, Chihuahua, Guanajuato y la Ciudad de México y, únicamente Jalisco, como excepción.

Con respecto al impacto por parte de la inflación y el salario mínimo, se encontró que únicamente en el primer caso existe una relación positiva y significativa, aun cuando se incorpora el factor dinámico dentro de la ecuación de salarios. Lo anterior corresponde igualmente con lo esperado, toda vez que el salario debe absorber los incrementos en los precios para mantener su poder adquisitivo. Sin embargo, aunque resulta positivo y significativo, el coeficiente para esta variable es reducido (0.009). Por su parte, el salario mínimo no mostró efectos, que se mantuvieran de manera consistente, en cada uno de los modelos estimados.

En conjunto, el comportamiento descrito para cada una de las variables consideradas supone que los salarios en México son relativamente rígidos, de manera tal que en el corto plazo, o aun en el largo plazo, no ejercen un ajuste significativo ante cambios en las condiciones del mercado.

Por otra parte, los salarios rezagados un año resultan relevantes para explicar los salarios actuales. En este caso, el coeficiente obtenido es positivo y oscila alrededor del 0.65; lo cual, como se observa, es mayor a los efectos generados a partir de la productividad o el desempleo. En efecto, estas variables pierden significancia una vez que se considera el comportamiento pasado de los salarios. Este resultado tiene correspondencia con la periodicidad de las negociaciones salariales entre empleadores y trabajadores, lo cual está vinculado al entorno institucional de los contratos laborales y los sindicatos. De esta manera, las variaciones en los salarios generadas a partir de elementos económicos del mercado laboral podrían más bien tener una importancia secundaria.

En síntesis, considerando el reducido impacto y crecimiento de la productividad laboral, la insuficiente capacidad de los salarios para absorber las variaciones de la inflación y los cambios en el salario mínimo que no resultan significativos, los resultados permiten explicar el estancamiento por el que atraviesan los salarios en México. Debido a que los salarios son una de las variables más importantes en la economía, cuando se trata del ingreso de la población, las variables económicas resultan insuficientes para incidir de forma importante sobre los salarios. Por el contrario, en el caso mexicano, se puede establecer que una de las variables económicas más importantes no se explica a partir de condiciones de la misma economía doméstica; sino que, más bien, el crecimiento significativo de los salarios puede surgir tanto de transformaciones institucionales como de los cambios de la economía interna e internacional.