La introducción de la Renta Agraria: una evaluación del impacto sobre la oferta de trabajo en Andalucía y Extremadura

Í ni e idad ablo de la ide ni e idad ablo de la ide ecibido a zo cep ado iciemb e alab a cla e la ificación acienda ública pañola e i a de conomía ública o k hop on blic olicie H P Es / R v st E P , 199-(4/2011): 53-80 © 2011, Instituto de Estudios Fiscales La introducción de la Renta Agraria: una evaluación del impacto sobre la oferta de trabajo en Andalucía y Extremadura* JOSÉ IGNACIO GARC A PÉREZ U v rs P O v DAVID TRONCOSO PONCE U v rs P O v A R t : D : M r , 2011 r , 2011 Resumen El objetivo de este trabajo es evaluar el efecto que la introducción de la Renta Agraria, como instrumento de protección por desempleo en el sector agrario, ha tenido sobre la oferta de trabajo en Andalucía y Extremadura en el período comprendido entre 2004 y 2009. Se pretende analizar si la introducción de esta nueva medida de protección ha modificado el comportamiento de la oferta de trabajo afectada por la misma, frente a los trabajadores que siguen percibiendo el antiguo Subsidio Agrario. Para evaluar los posibles efectos provocados por la introducción de dicha política, empleamos la metodología de evaluación causal, estimando el efecto medio del tratamiento (consistente en cobrar Renta Agraria). Nuestros resultados indican claramente que los trabajadores que cobran dicha renta tienen, tras un episodio de cobro, una duración media del desempleo menor, una duración media de los empleos encontrados en el Régimen Especial Agrario mayor y una probabilidad de reemplearse en trabajos agrarios superior, comparado con la correspondiente a individuos que cobran Subsidio Agrario. Sin embargo, la probabilidad de reemplearse en el Régimen General es mayor para estos últimos. P r s v : desempleo, propensity score matching, evaluación de políticas, prestaciones por desempleo. C s JEL: C31, J43, J64, J65 ∗ Los autores agradecen los comentarios recibidos por los asistentes a la presentación de este trabajo en el II W r - s Pu P s celebrado en la Facultad de Ciencias Económicas de la Universidad de Sevilla en Abril de 2010, y en especial a las aportaciones realizadas por el profesor José Manuel Cansino. También agradecemos la financiación recibida de los proyectos P09-SEJ6882 y ECO2010-21706. Los errores que persistan son de nuestra entera responsabilidad. eal ec e o e de medida gen e pa a la efo ma del i ema de p o ección po de empleo mejo a de la oc pabilidad eal ec e o Í 54 JOSÉ IGNACIO GARC A PÉREZ Y DAVID TRONCOSO PONCE 1. Introducción y motivación El Subsidio Agrario es una prestación por desempleo de tipo asistencial especial para Andalucía y Extremadura, que nace mediante el establecimiento del R D r t 3237/1983, que sustituye al anterior sistema de Empleo Comunitario que se aplicaba en estas dos regiones desde finales de los años setenta. La finalidad de este subsidio es, en su origen, proteger a los individuos cuya principal ocupación consiste en realizar trabajos por cuenta ajena de carácter eventual en el sector agrícola de estas dos regiones, ante situaciones de desempleo de tipo estacional, dadas las características propias del trabajo agrícola en dichas regiones. Actualmente, el derecho al subsidio, que se aplica a los trabajadores eventuales inscritos en el Régimen Especial Agrario de la Seguridad Social (REASS), consiste en el cobro de una cuantía fija de dinero, el 80% del Indicador Público de Renta de Efectos Múltiples (IPREM), durante un período de tiempo máximo que varía según la edad del beneficiario y de si éste tiene o no responsabilidades familiares. En la regulación actual, para menores de 25 años sin responsabilidades familiares, se perciben 3,43 días de subsidio por día trabajado, con un máximo de 180 días; y para menores de 25 años con responsabilidades familiares, para mayores de 25 años y menores de 52 años, la duración del subsidio es de 180 días; para mayores de 52 y menores de 60 años, son 300 días; y para mayores de 60 años supone 360 días de subsidio. Para acceder a este derecho se debe haber cotizado un mínimo de 35 jornadas reales dentro del año inmediatamente anterior a la situación de desempleo1. La peculiaridad de este subsidio reside en que, al ser su duración fija, el exceso sobre el mínimo de las 35 jornadas reales cotizadas, necesarias para la activación de la prestación, no genera un mayor derecho en días de cobro. De ahí que, al menos a priori, el diseño de este instrumento pueda provocar efectos desincentivadores sobre la búsqueda de empleo (y la aceptación de nuevos trabajos agrícolas) en la población de trabajadores afectados por dicha situación. Estos efectos desincentivadores también podrían preverse sobre la duración de los empleos en el sector agrícola, pudiendo impulsar una salida anticipada del empleo como consecuencia de completar el número de jornadas cotizadas necesarias para un nuevo cobro. Estos efectos desincentivo que el diseño de este instrumento tiene sobre la oferta de trabajo han sido puestos de manifiesto ya con anterioridad en por ejemplo, Cansino (1996) o García-Pérez (2002). Con el establecimiento de la L y 45/2002, s ur t s r r r s st r t r s y r u , se elimina el acceso al Subsidio Agrario para todos aquellos trabajadores que, aun cumpliendo los requisitos exigidos para ser perceptores del mismo, no hayan sido beneficiarios de éste en alguno de los tres años inmediatamente anteriores a la solicitud. Esta medida supone un cambio muy importante en el sistema de protección por desempleo del colectivo de trabajadores agrícolas de las regiones de Andalucía y Extremadura. Finalmente, y tras una intensa protesta social como respuesta a lo dispuesto por esta ley, con la aprobación del R D r t 426/2003 se crea un nuevo instrumento de protección por desempleo para el ámbito agrario de Andalucía y Extremadura, denominado Renta Agraria. Este instrumento se diferencia fundamental- 55 La introducción de la Renta Agraria: una evaluación del impacto sobre la oferta de trabajo… mente del anterior Subsidio Agrario en que la cuantía de cobro es inicialmente la misma que en el Subsidio Agrario, el 80% del IPREM para un número de jornadas cotizadas entre 35 y 64, pero que crece en el porcentaje sobre dicho indicador hasta alcanzar el 107% del mismo para un número de jornadas cotizadas superior a 180, en el año anterior a la solicitud2. La duración del período de percepción de la Renta Agraria y los demás requisitos exigidos para el acceso a éste son los mismos que para el Subsidio3, a excepción de uno nuevo consistente en la exigencia de estar empadronado durante un período previo de al menos diez años en el territorio en que se aplica la Renta. Las tablas 1 y 2 muestran las principales características de la estructura de cobro del Subsidio Agrario y de la Renta Agraria. Tabla 1 ESTRUCTURA DE COBRO DEL SUBSIDIO AGRARIO Edad del perceptor Duración de la prestación Menores de 25 años sin responsabilidades familiares 3,43 días de subsidio por día cotizado (Máximo de 180 días) Menores de 25 años con responsabilidades familiares 180 días Mayores de 25 y menores de 52 años 180 días Mayores de 52 y menores de 60 años 300 días Mayores de 60 años 360 días Cuantía de la prestación 80% del IPREM Tabla 2 ESTRUCTURA DE COBRO DE LA RENTA AGRARIA Edad del perceptor Duración de la prestación Menores de 25 años sin responsabilidades familiares 3,43 días de subsidio por día cotizado (Máximo de 180 días) Menores de 25 años con responsabilidades familiares 180 días Mayores de 25 y menores de 52 años 180 días Mayores de 52 años 300 días Número de jornadas trabajadas Cuantía de la prestación (Porcentaje sobre el IPREM) Desde 35 hasta 64 jornadas 80% Desde 65 hasta 94 jornadas 85% Desde 95 hasta 124 jornadas 91% Desde 125 hasta 154 jornadas 96% Desde 155 hasta 179 jornadas 101% Desde 180 jornadas 107% Por tanto, dentro del actual sistema de protección por desempleo de tipo asistencial para los trabajadores eventuales del REASS en las regiones de Andalucía y Extremadura, coexisten dos instrumentos diferentes de protección que están en vigor, que son, por un lado, el Subsidio Agrario y, por otro lado, la Renta Agraria. En la tabla 3 podemos observar el presupuesto medio anual dedicado al pago del Subsidio Agrario para el período comprendido entre 2004 y 2009. También se dispone de información sobre el número medio anual de beneficiarios del Subsidio y del presupuesto medio por beneficiario. Finalmente, esta tabla también contiene el número de beneficiarios de la Renta Agraria. Como se puede observar, el número de beneficiarios del Subsidio Agrario ha experimentado una importante reducción a partir del año 2007, alcanzando en el año 2009 la cifra de 158.910 beneficiarios, lo que su- en e e icio úblico de mpleo a al ini e io de abajo e nmig ación Í 56 JOSÉ IGNACIO GARC A PÉREZ Y DAVID TRONCOSO PONCE pone un 9,3% menos que en el año 2007, si bien el presupuesto medio anual por beneficiario se ha ido incrementando, hasta casi alcanzar los 5.138 euros por beneficiario y año. Por otro lado, los beneficiarios de la nueva Renta Agraria han ido creciendo cada año a un ritmo considerable, suponiendo en el año 2009 un colectivo de 37.173 beneficiarios. Para el período comprendido entre 2004 y 2009, el presupuesto medio anual dedicado al pago del Subsidio Agrario en las regiones de Andalucía y Extremadura asciende a unos 857 millones de euros, frente a un total dedicado en estas regiones a subsidios asistenciales de desempleo de 1.923 millones de euros y un total global gastado en el conjunto de prestaciones por desempleo de 5.037 millones de euros. Por tanto, el gasto en la protección del desempleo agrario supone en torno al 17% de este total (el 44,6% si sólo consideramos el gasto en subsidios asistenciales por desempleo). Estas cifras muestran la importancia cuantitativa que esta política supone para el conjunto de trabajadores de estas dos regiones y ponen de manifiesto que el análisis del comportamiento de los desempleados agrarios en Andalucía y Extremadura es de enorme interés, sobre todo, de cara a analizar las implicaciones de introducir este nuevo instrumento de protección como es la Renta Agraria. Tabla 3 PRINCIPALES MAGNITUDES RELACIONADAS CON EL SUBSIDIO AGRARIO Y LA RENTA AGRARIA EN ANDALUCÍA Y EXTREMADURA (2004-2009)a Año Presupuesto Presupuesto medio Número de Número de Subsidio por beneficiario beneficiarios beneficiarios Agrariob de Subsidio Agrario Subsidio Agrario Renta Agraria 2004 884.354.000 4.483 197.251 9.780 2005 888.127.000 4.647 191.106 15.184 2006 878.081.000 4.746 184.999 19.932 2007 848.960.000 4.846 175.190 26.594 2008 826.558.000 4.971 166.266 31.478 2009 816.492.000 5.138 158.910 37.173 Fu t : S rv P E Est t y M st r Tr I r a En los datos sobre el presupuesto dedicado al pago del Subsidio Agrario no se incluye el importe procedente de la Renta Agraria, ya que en las estadísticas del SPEE dicha partida se encuentra incluida en el cómputo total de los subsidios asistenciales de desempleo, por lo que no podemos extraer la valoración exclusiva para esta prestación. b Cifras de presupuesto y gasto medio expresadas en euros corrientes. El objetivo de este trabajo es evaluar el efecto que la introducción de la Renta Agraria ha tenido sobre la oferta de trabajo en Andalucía y Extremadura en el período comprendido entre 2004 y 2009. Nuestro objetivo se centra en proporcionar evidencia, si la hay, sobre los posibles efectos incentivadores que la Renta Agraria haya podido tener sobre la oferta de trabajo, frente a los existentes para los que siguen accediendo al Subsidio Agrario. El trabajo comienza con la descripción de la base de datos utilizada (la Muestra Continua de Vidas Laborales), se explican los criterios utilizados para definir la muestra sobre la que trabajar, aportando una explicación de las variables que son más relevantes para nuestro análisis. En la sección correspondiente al análisis descriptivo, estudiamos las diferencias ob- “ ” p open i co e o come 57 La introducción de la Renta Agraria: una evaluación del impacto sobre la oferta de trabajo… servadas entre los individuos de la muestra en función del tipo de prestación a la que estos acceden (Subsidio Agrario o Renta Agraria). Para cada uno de los grupos definidos previamente, calculamos las duraciones medias anuales de los períodos de cobro, de las experiencias de empleo en el régimen agrario y de aquéllas que se producen en el régimen general. Tras el análisis descriptivo, pasamos a realizar un análisis econométrico donde confirmar nuestras principales hipótesis. Aplicando la metodología de evaluación causal, estimamos la propensión a ser tratado por Renta Agraria ( r s ty s r ) en base a las características observables contenidas en nuestra muestra y, finalmente, estimamos el efecto medio del tratamiento (percibir Renta Agraria) sobre los tratados, evaluado sobre una serie de variables de interés ( ut s) que son: (i) duración del período de desempleo tras un episodio de cobro; (ii) duración de la experiencia de empleo en el REASS (para los individuos que se reemplean en el REASS tras el cobro); (iii) probabilidad de reemplearse en el REASS tras un episodio de cobro; (iv) probabilidad de reemplearse en el Régimen General tras un episodio de cobro. Nuestros principales resultados indican que los trabajadores beneficiarios de la Renta Agraria, frente a los que reciben el Subsidio Agrario, tienen experiencias de desempleo más cortas, están un mayor número de días empleados en trabajos cotizando al REASS, y acceden a estos empleos con una mayor probabilidad. Sin embargo, observamos evidencia de que para los empleos encontrados en el Régimen General tras el cobro, estas probabilidades se reducen respecto a los beneficiarios del Subsidio Agrario. 2. Base de datos 2.1. Descripción de la base de datos: La Muestra Continua de Vidas Laborales (MCVL) La Muestra Continua de Vidas Laborales (en adelante MCVL) es una base de datos elaborada a partir de registros administrativos de la Seguridad Social y de información procedente del Padrón Municipal Continuo, que contiene una muestra aleatoria de un 4% de la población de referencia, que está compuesta por todos los que en un año determinado4 tenían una relación de cotización con la Seguridad Social, bien por estar trabajando, bien por estar percibiendo una prestación por desempleo o bien por estar percibiendo una pensión de jubilación. De este 4% se cuenta con las vidas laborales completas en términos de todos los episodios de empleo y cobro de prestaciones de dichos individuos. Las variables que contiene la MCVL se dividen en aquellas referentes a la situación personal del individuo, que son, entre otras: año de nacimiento, sexo, nacionalidad, provincia de nacimiento, provincia de primera afiliación, domicilio, país de nacimiento y nivel educativo. Las variables referentes a la situación laboral del individuo se pueden dividir a su vez en las relativas al propio trabajador y en las relativas a su empleador. Las variables relativas a la situación laboral del trabajador son: régimen de la Seguridad Social en el que se encuentre el individuo cotizando en cada momento, tipo de contrato, coeficiente de tiempo parcial, fecha de alta y baja de cada relación con la Seguridad Social (un empleo, una prestación por “ ” Í 58 JOSÉ IGNACIO GARC A PÉREZ Y DAVID TRONCOSO PONCE desempleo o una pensión de jubilación), causa de la baja, tipo de relación laboral (si está en situación de alta trabajando o si está cobrando una prestación). La información sobre el empleador consiste, básicamente, en el sector económico en el que opera, domicilio social, tamaño y antigüedad de la empresa. En relación al objeto de estudio de este trabajo, consistente en el análisis de duraciones de empleo y desempleo, la MCVL proporciona información detallada y cambiante en el tiempo para cada individuo. Esto supone una ventaja frente a los datos procedentes de fuentes distintas, como por ejemplo los de la Encuesta de Población Activa, que consisten en observaciones trimestrales sobre las variables de interés, lo cual impide una percepción completa sobre los determinantes de las duraciones exactas de cada experiencia laboral que tiene el trabajador a lo largo de su historial. La población objeto de nuestro análisis está compuesta por todos aquellos individuos que han trabajado alguna vez en el Régimen Especial Agrario de la Seguridad Social (REASS) en las regiones de Andalucía y Extremadura, en algún momento del período comprendido entre el año 1990 y hasta la fecha de la última experiencia laboral disponible para cada individuo en la MCVL-2009. Una vez seleccionados estos individuos, analizamos sus trayectorias laborales en el período 2004-2009, obteniendo todos los regímenes en los que han trabajado dichos individuos, el número de episodios de cobro de Subsidio y Renta Agraria, y todas las características observables en base a las variables de que disponemos en la muestra. 2.2. Selección de la población objeto de estudio La muestra de individuos sobre la cual llevamos a cabo este trabajo está compuesta por individuos que han tenido alguna relación laboral en las regiones de Andalucía y Extremadura (ya sea trabajando o cobrando una prestación por desempleo) entre los años 2004 y 2009. Dentro de este colectivo, nos centramos en los trabajadores cuyo grupo de cotización es el correspondiente a peones y asimilados , dentro de la clasificación establecida por el Instituto Nacional de la Seguridad Social5. A nivel muestral, este colectivo representa el 98,7% de la población seleccionada, por tanto, la exclusión de las observaciones correspondientes al resto de grupos de cotización no supone, a nivel estadístico, una pérdida importante de información que pueda generar un sesgo de selección en nuestros datos. Las variables fundamentales de este estudio son la duración de los sucesos de empleo y la de los sucesos de desempleo de cada individuo. Para su construcción hemos procedido a la ordenación de las relaciones laborales que cada individuo tiene con la Seguridad Social en función de las fechas de alta y baja de cada apunte administrativo. A partir de la diferencia entre las fechas de alta y baja de cada apunte, calculamos la duración de cada uno de los períodos de empleo y desempleo por los que pasa el individuo a lo largo de su trayectoria laboral, obteniendo así las dos duraciones principales que necesitamos para nuestro estudio. Además hemos tenido que aplicar una serie de filtros para obtener la población final sujeto de estudio. Dichos filtros han consistido en: 59 La introducción de la Renta Agraria: una evaluación del impacto sobre la oferta de trabajo… 1) - Una vez calculadas las variables de duración, realizamos un ajuste sobre las observaciones que tienen experiencias de desempleo con duraciones negativas. Esto se debe a la existencia en nuestra muestra de sucesos de empleo superpuestos a lo largo de un mismo episodio de cobro, es decir, apuntes correspondientes a una relación laboral posterior que tiene una fecha de alta anterior en el tiempo a la fecha de baja de la experiencia inmediatamente anterior (en nuestro caso, el suceso de cobro)6. El ajuste realizado ha consistido en identificar los episodios de empleo superpuestos que se dan a lo largo del período de tiempo correspondiente a cada experiencia de cobro, diferenciándolos así de los episodios de empleo observados tras la finalización de una experiencia de cobro. De este modo, la variable de duración de los sucesos de desempleo7 se calcula como la diferencia entre la fecha de baja del episodio de cobro y la fecha de alta del apunte laboral posterior a la finalización de dicho cobro. Finalmente, la duración efectiva de los episodios de cobro será el resultado de descontar a éstos la duración de todos los episodios de empleo superpuestos que el trabajador haya tenido a lo largo de cada experiencia de cobro. 2) - Eliminamos de la muestra a los individuos con edades superiores a 52 años. El motivo de la exclusión de estos individuos procede del propio diseño del Subsidio Agrario, ya que éste establece que la duración de dicha prestación para los mayores de 52 años sea de 300 días de subsidio (y dicho período se amplía hasta los 360 días para los perceptores mayores de 60 años), además, para este grupo de trabajadores la exigencia del número de jornadas necesarias para acceder a un nuevo cobro se reduce a partir del establecimiento del subsidio especial para mayores de 52 años, y de manera similar, la Renta Agraria también tiene en cuenta este tratamiento especial para los trabajadores mayores de 52 años. De manera que, dada esta particularidad en el diseño de este instrumento de protección por desempleo, el comportamiento de la oferta de trabajo de este grupo de trabajadores de mayor edad podría diferir bastante en relación al resto de individuos de la muestra, actuando la percepción del subsidio más bien como un complemento de rentas que como una prestación que respalda económicamente la búsqueda de un nuevo empleo en el mercado de trabajo agrario. Además, dado que la Renta Agraria es un instrumento de reciente creación, el perfil de individuos que acceden a ésta se caracteriza, entre otras cosas, por tener edades más reducidas, en comparación con los beneficiarios del Subsidio Agrario. En consecuencia, la inclusión de este grupo de perceptores de edades más avanzadas (mayores de 52 años) podría introducir sesgos en nuestras estimaciones. 3) - Teniendo en cuenta que tanto el Subsidio como la Renta Agraria sólo se pueden percibir una vez al año y que el derecho a percibirlos se extingue transcurrido dicho período, hemos realizado una serie de filtros adicionales para resumir los historiales laborales, de manera que en cada historial únicamente tengamos un registro por cada año en el cual el individuo se ha beneficiado de la prestación. Así, cada registro contiene la suma de las duraciones de todas las experiencias de empleo por un lado, y de desempleo por otro lado, y una variable que nos indica si el individuo se reemplea tras la finalización del cobro. Así, para cada individuo tendremos como “ ” Í 60 JOSÉ IGNACIO GARC A PÉREZ Y DAVID TRONCOSO PONCE máximo seis registros, que corresponden a los años del período analizado 20042009, y cada uno de estos registros contiene toda la información acumulada sobre los días que ha cobrado, ha trabajado (en cada uno de los regímenes, agrario y general) o ha estado en desempleo sin derecho a cobro. Por tanto, la información que analizamos en este trabajo se refiere a duraciones de empleo y desempleo que el individuo tiene en total en cada uno de los seis años analizados. En definitiva, tras estas restricciones obtenemos una muestra compuesta por las trayectorias laborales a partir de 2004 de individuos mayores de 16 y menores de 52 años que han trabajado en el Régimen Especial Agrario (REASS) y/o cobrado prestaciones por desempleo en las regiones de Andalucía y Extremadura, trabajando dentro de la categoría profesional correspondiente al grupo de cotización de peones y asimilados . Tabla 4 DISTRIBUCIÓN DE LA MUESTRA DE TRABAJADORES, SEGÚN SEXO, EDAD Y NIVEL DE ESTUDIOS Andalucía Extremadura Subsidio Renta Subsidio Renta Agrario Agraria Agrario Agraria Experiencias en REASS (días/año) 252,42 236,85 257,22 225,06 Exp. en Régimen General (días/año) 11,44 21,98 18,88 27,65 Hombres 33,12% 59,61% 51,70% 70,42% Mujeres 66,88% 40,39% 48,30% 29,58% Menores de 25 años 5,54% 16,67% 6,10% 18,31% Entre 25 y 34 años 18,79% 34,44% 18,18% 22,36% Entre 35 y 44 años 27,92% 27,29% 27,90% 27,46% Entre 45 y 51 años 17,65% 12,68% 18,60% 20,60% Más de 52 años 30,10% 8,92% 29,22% 11,27% Educ. Baja 70,32% 66,64% 72,14% 64,05% Educ. Media 29,36% 32,21% 27,63% 33,03% Educ. Alta 0,33% 1,15% 0,23% 2,92% Total observaciones 61.257 4.013 9.212 568 En la tabla 4 tenemos para el período 2004-2009 la población de trabajadores de las regiones de Andalucía y Extremadura, según sean beneficiarios del Subsidio Agrario o de Renta Agraria, distribuidos por sexo, edad y nivel de estudios. Podemos observar que la presencia de mujeres en el colectivo de trabajadores agrarios es muy elevada, siendo mayoritaria en los beneficiarios del Subsidio Agrario en Andalucía (66,88%), mientras que la presencia de éstas en el grupo de beneficiarios de Renta Agraria es más reducida, tanto en Andalucía (40,39%) como sobre todo en Extremadura (29,58%). Por otro lado, la presencia de trabajadores de menor edad es más elevada dentro del colectivo de Renta Agraria. Así por ejemplo, para Andalucía vemos que el 51,11% de los beneficiarios de Renta tiene menos de 34 años, mientras que este mismo porcentaje para los beneficiarios del Subsidio se reduce hasta el 24,33%. Ante esto, podemos pensar que el propio mecanismo de implantación de la Renta Agraria explicado anteriormente, unido al proceso gradual de desaparición del Subsidio Agrario, es el que está provocando que los trabajadores agrarios que acceden por prime- eal ec e o “ ” 61 La introducción de la Renta Agraria: una evaluación del impacto sobre la oferta de trabajo… ra vez a este sistema de protección por desempleo (que serán los jóvenes) lo harán a través de la Renta Agraria, y en consecuencia cada vez será menor la proporción de jóvenes dentro de los beneficiarios del Subsidio Agrario. 2.3. Estructura de percepción del Subsidio Agrario y de la Renta Agraria Como se explicó antes, cuando un trabajador eventual del REASS genera el derecho a percibir Subsidio Agrario o Renta Agraria, recibirá durante un período de tiempo determinado (hasta 180 ó 300 días, dependiendo básicamente de la edad y circunstancias del beneficiario) y por meses vencidos la cuantía correspondiente, el 80% del IPREM para el caso del Subsidio Agrario y un porcentaje comprendido entre el 80% y el 107% del IPREM para el caso de la Renta Agraria. Ahora bien, esto no significa que necesariamente este trabajador deba estar sin trabajar durante los meses que dure el cobro. De hecho, la normativa del Subsidio Agrario y de la Renta Agraria tiene en cuenta expresamente esta circunstancia y, como tal, lo regulan. Dicha regulación consiste en que, dentro de la cuantía mensual del Subsidio o de la Renta, al trabajador se le descuenta de la mensualidad el número de días que, a lo largo del mes en que se devenga dicho pago, haya estado trabajando, sin que ello implique disminución en el total de días de derecho de cobro. Sin embargo, ambas normas (tanto la del Subsidio como la de la Renta Agraria) imponen la condición de percibir la cuantía total de la prestación en el plazo máximo de un año natural, de modo que si no se perciben en dicho plazo, el trabajador perderá el número de días de subsidio que no haya percibido efectivamente por haber estado trabajando en dicho período. Esto implica un coste para el individuo que decida trabajar más de 180 días a lo largo de un año, ya que en ese caso deberá renunciar a días de cobro de la prestación. Además de esta condición, existe una causa de extinción de la prestación que podría tener importantes implicaciones para nuestro análisis de la oferta de trabajo. Esto es, la prestación quedará extinguida (Art. 9 del R D r t 5/1997) para los individuos que realicen un trabajo de duración igual o superior a 12 meses en un régimen distinto del agrario, perdiendo por tanto el importe total del subsidio. Por tanto, parece que el diseño de la norma puede estar impidiendo que los individuos trabajen más de lo que lo harían en ausencia de estos requisitos legales, pudiendo crear desincentivos a la búsqueda de empleo, tanto dentro del propio régimen agrario, como sobre todo, en la búsqueda de empleo fuera del mercado de trabajo agrario. En nuestra muestra llamaremos a los días trabajados que se encuadran dentro de un derecho de cobro de Subsidio o de Renta Empleos Intracobro . Para el caso de perceptores de Subsidio Agrario, estos empleos intracobro se pueden hacer en tareas agrícolas, cotizando por dichas jornadas trabajadas al REASS,obien existe la posibilidad de realizar trabajos cotizando al Régimen General de la Seguridad Social. Estos últimos consisten en empleos de corta duración8 en actividades vinculadas a la construcción y el mantenimiento de edificios y obras, en los que el empleador es siempre un Ayuntamiento. Estos empleos son los correspondientes a los trabajos enmarcados en el conocido como Plan de Empleo Rural (PER), actualmente denominado Acuerdo para el Empleo y la Protección Social Agrarios (AEPSA). Sin embargo, para los perceptores de Renta Agraria, y a diferencia de los beneficiarios del boo apping band id h p open i co e “ ” p open i co e ogi Í 68 JOSÉ IGNACIO GARC A PÉREZ Y DAVID TRONCOSO PONCE coeficientes aplicando técnicas de tstr , implementando para cada estimación 100 replicaciones. De este modo, para nuestras estimaciones aplicamos valores del w t que están comprendidos entre 0,30 y 0,5619. 5. Resultados del análisis de evaluación causal En esta sección presentamos la especificación del r s ty s r para la probabilidad de ser tratado con Renta Agraria, distinguiendo por grupos de edad y entre hombres y mujeres. En ambas especificaciones se incluyen variables relativas a la experiencia laboral previa del individuo en el REASS, variables relativas a los municipios bajo un criterio de agrupación para tener en cuenta las características productivas de los mismos, así como una serie de indicadores de la provincia donde se trabaja y el año en el que se produce el cobro, dejando en estos últimos casos sólo las que resultan significativas. La razón por la cual se han realizado estimaciones diferentes por sexos obedece al hecho de que se podría pensar, a priori, en la existencia de incentivos diferentes entre hombres y mujeres en relación a sus decisiones en el mercado de trabajo, debido a un amplio conjunto de circunstancias de tipo personal y familiar, que no podemos observar en nuestra base de datos20, y que pudieran estar reflejándose en la duración de los empleos encontrados en el REASS, en los procesos de búsqueda de un nuevo empleo tras el cobro o en las decisiones de reempleo en el mercado de trabajo. Además de las estimaciones incluidas en este trabajo, se han probado distintas especificaciones, incluyendo variables ficticias del resto de años comprendidos en nuestro período de análisis para recoger posibles efectos de tipo coyuntural sobre la probabilidad de percibir Renta Agraria a lo largo del período considerado. También se ha probado la inclusión de variables ficticias del resto de provincias andaluzas para recoger efectos diferenciales de tipo territorial. Todas estas variables han sido excluidas de las estimaciones presentadas debido a que no cumplían el test de balanceo por el cual se garantiza a nivel estadístico el supuesto de independencia entre las características individuales (observables) y la selección al tratamiento (ver Becker e Ichino, 2002). 5.1. Estimación del propensity score En las tablas 6, 7, 8 y 9 del Apéndice incluimos la estimación del r s ty s r para la probabilidad de percibir Renta Agraria frente a cobrar Subsidio Agrario para los grupos de hombres y mujeres, menores de 25 años y entre 25 y 51 años, empleando un modelo t21. De los resultados de las cuatro estimaciones efectuadas podemos deducir que las variables que más influyen en la probabilidad de percibir Renta frente a Subsidio son la edad, el nivel educativo22 y la experiencia acumulada como trabajador del régimen agrario. Así, vemos en los cuatro grupos estimados que: 1) a medida que aumenta la edad, para el caso de los mayores de 25 años, la probabilidad de ser perceptor de Renta disminuye; 2) tener un nivel educativo superior a la enseñanza básica (título superior a graduado escolar) aumenta L e nel p open i co e Tabla 10 b id h b id h b id h b id h EFECTO MEDIO DEL TRATAMIENTO (KERNEL MATCHING) Hombres Menores de 25 años ( w t = 0,56) Entre 25 y 51 años ( w t = 0,34) Coef. Estad. T Coef. Estad. T Duración empleo intercobro Duración desempleo Probabilidad reempleo REASS Probabilidad reempleo Régimen General 73,746 –80,835 0,163 –0,115 6,493 –15,697 6,147 –3,301 66,09 –82,933 0,186 –0,219 19,035 –36,41 13,444 –31,074 Mujeres Menores de 25 años ( w t = 0,53) Entre 25 y 51 años ( w t = 0,30) Coef. Estad. T Coef. Estad. T Duración empleo intercobro Duración desempleo Probabilidad reempleo REASS Probabilidad reempleo Régimen General 94,797 –86,475 0,112 –0,165 6,953 –13,869 2,246 –7,956 103,43 –88,393 0,135 –0,219 23,661 –49,923 7,257 –27,398 69 La introducción de la Renta Agraria: una evaluación del impacto sobre la oferta de trabajo… dicha probabilidad y 3) los trabajadores que acumulan un mayor número de años cotizando en el régimen agrario para una edad dada tienen una menor probabilidad de ser beneficiarios de la Renta Agraria. Además, observamos efectos positivos en la probabilidad de percibir Renta Agraria para los episodios de cobro en ciertas provincias andaluzas, que son Cádiz, Huelva y sobre todo Almería, así como en las dos extremeñas. Por último, se han recogido ciertos efectos de tipo coyuntural en la probabilidad de ser beneficiarios de Renta, según indican los valores de los coeficientes que recogen las variables ficticias de años, concretamente, para el año 2009. 5.2. Resultados estimados del efecto medio del tratamiento En la tabla 10 incluimos los resultados obtenidos de estimar el efecto medio del tratamiento consistente en percibir Renta Agraria, frente a cobrar Subsidio Agrario, según el estimador K r para las cuatro especificaciones propuestas del r s ty s r , de hombres y de mujeres, para menores de 25 años y entre 25 y 51 años. Las variables sobre las cuales hemos estimado el efecto medio de percibir Renta Agraria son cuatro: (1) duración total anual de los episodios de empleo en el régimen agrario (REASS) posteriores al cobro de Renta o Subsidio (medida en días); (2) duración total anual de las experiencias de desempleo posteriores a un episodio de cobro (medida en días); (3) la probabilidad de reempleo en el régimen agrario (REASS) tras un episodio de cobro; (4) la probabilidad reempleo en el Régimen General de la Seguridad Social tras un episodio de cobro. Í 70 JOSÉ IGNACIO GARC A PÉREZ Y DAVID TRONCOSO PONCE Si analizamos los grupos de trabajadores de entre 25 y 51 años (hombres y mujeres), podemos ver que, por un lado, para los hombres la duración total anual acumulada de las experiencias de empleo en el REASS posteriores al cobro para los individuos que han cobrado Renta Agraria es 66,09 días superior a la de los individuos que han percibido Subsidio Agrario. Para las mujeres, esta misma diferencia aumenta hasta 103,43 días al año. Por tanto, parece confirmarse nuestra evidencia previa de que los individuos tratados con Renta Agraria acceden a empleos que duran más tiempo, y esto lo observamos tanto para hombres como para mujeres. Esto nos puede dar a entender que, dado el diseño de protección por desempleo en el mercado de trabajo agrario en las regiones de Andalucía y Extremadura, las decisiones sobre la oferta de trabajo de los beneficiarios de estos instrumentos pueden estar dependiendo en buena parte de la diferencia en el diseño de ambas medidas de política, en la cual una de ellas (la Renta) introduce mecanismos de incentivo a la búsqueda de empleo a través de una mayor cuantía en la prestación futura23. Por otra parte, atendiendo al efecto de la política sobre la duración de los episodios de desempleo, vemos que tanto para hombres como para mujeres, la duración media anual de los períodos de desempleo tras el cobro de Renta Agraria, frente a Subsidio Agrario, es menor. Concretamente, esta reducción supone para el caso de los hombres de entre 25 y 51 años 82,93 días al año menos respecto a los que cobran Subsidio. De manera similar, vemos que las mujeres en la misma franja de edad beneficiarias de Renta Agraria experimentan una duración media anual de los períodos de desempleo tras el cobro que es 88,39 días inferior, frente a las del Subsidio. Por tanto, según estos resultados los individuos que cobran Renta Agraria permanecen menos tiempo desempleados que los que cobran Subsidio, por lo que comprobamos de nuevo que el diseño diferencial de la Renta Agraria puede estar modificando la actitud de búsqueda de empleo de los individuos (tanto hombres como mujeres) que la perciben, frente a los trabajadores que cobran Subsidio Agrario. Además de las medidas propuestas para evaluar la reducción de la duración media del desempleo, las dos estimaciones siguientes miden la probabilidad de que un trabajador que cobre Renta se reemplee tras un episodio de cobro. En este trabajo analizamos el efecto sobre dos tipos de probabilidades de reempleo: reemplearse en el régimen agrario (REASS) o reemplearse en el Régimen General de la Seguridad Social, tras un episodio de cobro de Renta Agraria frente a uno de Subsidio24. Cuando analizamos la probabilidad de que un individuo que perciba Renta vuelva a emplearse en el REASS, ésta es, para el grupo de hombres, entre un 16,3% y un 18,6% superior que la misma probabilidad para los individuos que cobran Subsidio, y para el grupo de mujeres también obtenemos que la probabilidad de que las beneficiarias de Renta se reempleen en el REASS es superior que para las beneficiarias del Subsidio, concretamente, entre un 11,2% y un 13,5% superior. Por tanto, de nuevo parece que la Renta Agraria está creando incentivos para dirigir a los trabajadores, tanto hombres como mujeres, a reemplearse con mayor éxito, particularmente en el propio Régimen Especial Agrario. No obstante, cuando analizamos el efecto de la política sobre la probabilidad de que estos trabajadores se reempleen en trabajos cotizando al Régimen General de la Seguridad Social, dicha probabilidad se reduce tanto para hombres como para mujeres con res- 71 La introducción de la Renta Agraria: una evaluación del impacto sobre la oferta de trabajo… pecto a la estimada para los beneficiarios del Subsidio Agrario. Concretamente, para los hombres obtenemos que dicha probabilidad estimada se reduce para los beneficiarios de Renta un –11,5% (para los menores de 25 años) y un –21,9% (para los de entre 25 y 51 años) y, de manera similar, para las mujeres encontramos que dicha reducción está entre el –16,5% y el –21,9%, respectivamente para cada grupo de edad. Posiblemente, como explicamos en la sección 2.3, la imposibilidad de computar los días cotizados en trabajos del AEPSA (antiguo PER) de cara a solicitar un nuevo derecho de cobro para los perceptores de Renta Agraria está detrás de este resultado. 5.2.1. Estimación del Efecto Medio para menores de 25 años Como vimos anteriormente, el comportamiento de los individuos menores de 25 años es distinto en términos de salida del desempleo. Seguramente debido al diferente diseño que tiene tanto el Subsidio como la Renta Agraria (para este colectivo el número de días de derecho de cobro crece con el total de jornadas trabajadas en el año precedente), el incentivo a trabajar es mayor para este colectivo por lo que podríamos esperar que el efecto de un incentivo adicional como es el que ofrece la Renta Agraria en términos de mayor porcentaje sobre el IPREM podría estar marcando también un diferencial en cuanto al efecto causal de esta política sobre las variables estudiadas25. En la tabla 10 podemos observar los resultados de estas estimaciones, los cuales muestran que, efectivamente, existen diferencias interesantes en el efecto que la Renta Agraria ha tenido tanto sobre la duración de los empleos posteriores al cobro como sobre la probabilidad de reempleo tras el cobro. Por otra parte, obtenemos evidencia de que el sentido de estas diferencias es distinto para cada género: son las mujeres jóvenes las que más parecen beneficiarse del diseño alternativo de la Renta Agraria, mientras que los hombres jóvenes muestran efectos positivos de la Renta Agraria menos importantes que los mostrados por el conjunto de los hombres en nuestra muestra. Con respecto a la duración de los empleos tras el cobro, obtenemos que el efecto positivo que supone tener acceso a la Renta Agraria frente a Subsidio Agrario es algo mayor para los hombres menores de 25 años (73,7 días frente a los 66,09 reflejados en la tabla 10 para los hombres mayores de 25 años) y es algo menor para las mujeres de esa edad, comparadas con el resto de la muestra (94,7 días para las menores de 25 años frente a los 103,4 mostrados para las de entre 25 y 51 años). Con respecto a la probabilidad de reempleo en el REASS tras el cobro, obtenemos que ésta crece ligeramente en mayor proporción para las mujeres mayores de 25 años que cuando consideramos a las más jóvenes (11,2% para las jóvenes frente a 13,53% para la muestra de mayor edad), y sucede algo similar para los hombres: 18,6% de aumento para los de entre 25 y 51 años, frente a 16,3% para los menores de 25 años. Estos resultados sugieren que las mujeres jóvenes reaccionan de manera más intensa a una intensificación de los incentivos económicos. Así, cuando al incentivo ofrecido por Í 72 JOSÉ IGNACIO GARC A PÉREZ Y DAVID TRONCOSO PONCE ambas políticas, consistente en ofrecer una mayor duración del cobro a medida que se trabajan más jornadas, se une otro adicional ofrecido por la Renta Agraria, y consistente en una mayor cuantía a medida que se trabajan más jornadas, son las mujeres las que parecen reaccionar en mayor proporción no solo empleándose a mayores tasas sino también en empleos que duran algo más. En definitiva, estamos encontrando evidencia de una mayor elasticidad de la oferta de trabajo femenina a cambios en los incentivos económicos ofrecidos por el mercado y las políticas públicas que afectan a este, tanto en el total de la muestra como, de manera particular, entre el colectivo de las más jóvenes. 6. Conclusiones El objetivo principal de este trabajo ha sido analizar si para un determinado colectivo, formado por los trabajadores eventuales agrarios de las regiones de Andalucía y Extremadura, existen incentivos a trabajar más, y en consecuencia, si el diseño de la normativa sobre prestaciones por desempleo vigente (en nuestro caso, la antigua normativa del Subsidio Agrario) pudiese estar generando desincentivos a la búsqueda activa de empleo por parte de estos trabajadores. Este análisis lo podemos llevar a cabo, aplicando el enfoque y la metodología propios de la evaluación causal, gracias a la introducción en el año 2003 de otro instrumento de protección por desempleo destinado al mismo colectivo de trabajadores y aplicado en las mismas regiones: la Renta Agraria. El diseño de esta nueva medida establece ciertos incentivos a la oferta de trabajo, concretamente incentivos monetarios, a través de una mayor cuantía de la prestación, a medida que aumenta el número de días trabajados. Para llevar a cabo nuestro estudio, hemos dividido la muestra en distintos grupos de trabajadores según el tipo de prestación (Renta o Subsidio) que reciben, su género y su edad. Para cada grupo comparado hemos llevado a cabo un análisis descriptivo sobre las duraciones medias de las experiencias de desempleo tras un episodio de cobro, obteniendo evidencia a nivel descriptivo sobre la reducción en las duraciones medias de desempleo para los individuos que han percibido la Renta Agraria respecto a los que siguen percibiendo el Subsidio Agrario. La magnitud de este efecto varía según el grupo comparado, pero hemos obtenido básicamente que para todos los grupos de trabajadores analizados, la duración media de los períodos de desempleo entre 2004 y 2009 para los que cobraron Renta Agraria es inferior a la de los que cobraron Subsidio Agrario. Por último, realizamos un análisis econométrico empleando dicha metodología de evaluación causal previamente comentada, para estimar el efecto medio del tratamiento, consistente en percibir Renta Agraria, sobre los tratados, frente a los individuos que perciben Subsidio Agrario que son considerados el grupo de control. Así, hemos estimado el efecto de percibir Renta sobre la duración del desempleo, la duración de la experiencia de empleo en el REASS, la probabilidad de reempleo en el REASS y la probabilidad de reempleo en el Régimen General de la Seguridad Social, tras un episodio de cobro. eal ec e o eal ec e o lo abajado e pod án ob ene como má imo po ei ece el nacimien o del de echo a la en a ag a ia eal ec e o pa a la mejo a del i ema de p o ección po de empleo de lo abajado e ag a io “ ” 73 La introducción de la Renta Agraria: una evaluación del impacto sobre la oferta de trabajo… Nuestros resultados indican que percibir Renta, frente a percibir Subsidio, aumenta la duración del empleo en el REASS posterior al cobro una media de 69,85 días para los hombres (73,74 días para los jóvenes, y 66,09 días para los mayores) y 99,1 días para las mujeres (94,79 días para las menores de 25 años, y 103,43 días para las de entre 25 y 51 años). Asimismo, encontramos que cobrar Renta Agraria disminuye la duración del desempleo posterior al cobro (81,85 días menos para los hombres y 87,45 días menos en el caso de las mujeres) en comparación con lo que ocurre para los que cobran Subsidio Agrario, y aumenta la probabilidad de que se produzcan nuevos reempleos, pero sólo en trabajos cotizando al REASS, observando que dichas tasas de reempleo son superiores para los hombres perceptores de Renta Agraria (el 17,45% para los hombres, frente al 12,35% para las mujeres). Sin embargo, cuando analizamos la probabilidad de que se produzcan nuevos reempleos en el Régimen General de la Seguridad Social, parece que la Renta Agraria reduce estas tasas en la misma intensidad, tanto en hombres como en mujeres, para el grupo de entre 25 y 51 años, concretamente en un 21,9%. La no disponibilidad de los empleos encuadrados dentro del programa de empleo agrario, denominada AEPSA, para los perceptores de Renta Agraria podría estar detrás de este efecto. En definitiva, en este artículo encontramos evidencia clara de que la oferta de trabajo agraria responde de manera positiva a los incentivos introducidos en el sistema de Renta Agraria de cara a trabajar un mayor número de días. Esta disponibilidad a trabajar es más fuerte entre las mujeres que entre los hombres lo cual puede estar reflejando una mayor elasticidad de la oferta de trabajo femenina en el sector agrario de Andalucía y Extremadura. Notas 1. - Tras el nacimiento de este instrumento de protección por desempleo, el Subsidio Agrario ha sufrido varias mo dificaciones a lo largo de su vida. Éstas han consistido fundamentalmente en la regulación de la renta máxi ma que el solicitante del Subsidio no puede sobrepasar, pasando de un enfoque de exigencia de límite de renta personal a la regulación de un límite máximo de renta de la unidad familiar. Otras modificaciones han consis tido en la reducción del número mínimo de jornadas cotizadas para poder solicitar el Subsidio, pasando de exi gir 60 jornadas reales en los doce meses naturales anteriores a la solicitud hasta el año 1997 (cuando entra en vigor el R D r t 5/1997), a exigir 35 jornadas cotizadas desde dicho año. También se ha reforzado la protección para los colectivos más vulnerables, instrumentando un Subsidio especial para mayores de 52 años, consistente en una duración del mismo más amplia, de 360 días de cobro. 2. - Así, por ejemplo, en el año 2009, el IPREM ascendía a 527,2 Euros por lo que el importe que suponía el Sub sidio Agrario en ese momento era de 421,8 Euros mientras que la Renta Agraria podía alcanzar un máximo de - 564,1 Euros, si se trabajaron más de 180 jornadas en el año anterior al cobro. 3. - En su origen, el R D r t 426/2003 establecía en su artículo quinto, apartado tercero que “ s tr - r s r t r x , r s s v s, t r r t r r ”. No obstan te, esta disposición fue posteriormente derogada por el R D r t 864/2006, r r s st r t r s s tr r s r r s. 4. - Existen hasta ahora siete extracciones anuales de la MCVL, correspondientes a los años 2004 a 2010, por lo cual la información de las historias laborales de los individuos contenidos en la MCVL se va actualizando cada año, de ahí que se denomine Muestra Continua . Nosotros utilizaremos la extracción del año 2009, complementándola con las observaciones de individuos no incluidos en ésta pero sí en las cuatro anteriores. - - - - - eal ec e o “ ” eal ec e o eal ec e o ma ching p open i co e “ ” e al Í 74 JOSÉ IGNACIO GARC A PÉREZ Y DAVID TRONCOSO PONCE 5. - El grupo de cotización hace referencia a la categoría profesional del trabajador reconocida por el empleador y de obligada comunicación a la Seguridad Social cada vez que se da de alta a un trabajador. La razón por la cual se ha seleccionado a este grupo de individuos es para tener una muestra de trabajadores lo más homogé nea posible, dentro del grupo de trabajadores eventuales por cuenta ajena pertenecientes al Régimen Especial - Agrario de la Seguridad Social (REASS). 6. - Una explicación detallada sobre este tipo de apuntes laborales, así como de los filtros y demás tratamientos necesarios para el análisis de trayectorias laborales con la información contenida en la MCVL se encuentra en García-Pérez (2008). 7. - Dada la definición de los episodios laborales analizados en este trabajo, los sucesos de desempleo hacen referencia a los períodos en los cuales el individuo no está ni trabajando ni en situación de desempleo cubierto por el cobro de la prestación correspondiente. Por lo cual, técnicamente dichos episodios laborales hacen referencia a sucesos de no empleo. 8. - La normativa que contempla la contratación prioritaria de los trabajadores eventuales agrarios de las regiones de Andalucía y Extremadura para este tipo de empleos está contenida en el R D r t 939/1997, el cual es tablece en su artículo 13 que (…) la duración de los contratos sea, orientativamente, de quince días para los - trabajadores no cualificados y de un mes para los cualificados . 9. - El derecho de los beneficiarios del Subsidio Agrario a computar las jornadas cotizadas al Régimen General en los empleos del AEPSA para solicitar un nuevo cobro, se encuentra regulado en las disposiciones transitorias primera y segunda del R D r t 5/1997, las cuales se han ido prorrogando periódicamente. Por el contrario, estas disposiciones no son de aplicación para los trabajadores que accedan a solicitar la Renta Agraria, según establece la normativa reguladora de esta última prestación (R D r t 426/2003). 10. - Existe en la actualidad a nivel nacional abundante literatura que emplea este tipo de técnicas para analizar el impacto de una determinada política laboral sobre el mercado de trabajo (ver por ejemplo Arellano (2010), Mato y Cueto (2008), y Cueto y Mato (2009)). En nuestro trabajo, a diferencia de los anteriores que evalúan una política laboral activa (cursos formativos), analizamos el impacto que ha tenido una política laboral pasiva (la percepción de una prestación por desempleo). 11. - Hemos realizado el experimento contrario, considerando a los perceptores del Subsidio Agrario como el grupo de tratamiento y a los de Renta Agraria como grupo de control. En todos los grupos y variables analizadas, todas las estimaciones obtenidas muestran, como es de esperar, el signo contrario a las estimaciones del expe rimento original. Además, los efectos encontrados en esta especificación alternativa son similares, en valor ab - - soluto, a los mostrados en la siguiente sección y están disponibles para el lector interesado. 12. - En este trabajo no tenemos un grupo de control en sentido estricto, definido como un conjunto de individuos que no reciben el tratamiento, sino que en realidad, el colectivo de trabajadores que utilizamos como grupo de control están recibiendo un tratamiento diferente (Subsidio Agrario) frente al grupo de tratamiento (aquellos que perciben la Renta Agraria) cuyo efecto causal queremos medir. Este hecho refuerza la semejanza entre ambas poblaciones estudiadas, ya que ambos tipos de trabajadores perciben una prestación por desempleo con las mismas características, a excepción del incentivo monetario adicional que introduce la nueva Renta Agra ria, y cuyos efectos son los que queremos analizar. 13. - Para ver un desarrollo extenso de la teoría econométrica subyacente en la metodología de evaluación causal, ver por ejemplo Myoung-Jae Lee (2005). 14. - Con esta regla de selección/exclusión al tratamiento, pensamos que se consigue minimizar también el riesgo de que exista autoselección al tratamiento en base a características inobservables (supuesto básico para imple mentar las técnicas de t o emparejamiento para evaluar el efecto medio de un tratamiento). Además, todas las variables incluidas en las especificaciones de los r s ty s r estimados cumplen los test de ba lanceo , por los cuales se garantiza a nivel estadístico la semejanza de las distribuciones de características ob servables de ambas poblaciones, tratados y no tratados. 15. - En Heckman t . (1998) se detallan tres factores deseables en un análisis de evaluación que contribuyen a reducir el sesgo de selección. En primer lugar, disponer de información acerca del historial laboral previo de los individuos. En segundo lugar, que toda la información disponible proceda de la misma fuente de informa- - - - - 75 La introducción de la Renta Agraria: una evaluación del impacto sobre la oferta de trabajo… ción. En tercer lugar, que ambas poblaciones estudiadas (tratados y no tratados) actúen en el mismo ámbito geográfico. Respecto a las dos primeras condiciones, disponemos de este tipo de información debido a la propia naturaleza de nuestra base de datos, consistente en registros administrativos que conforman los historiales laborales de los individuos de la muestra. Respecto a la tercera condición, en nuestro trabajo la delimitación territorial está perfectamente definida por la normativa (las regiones de Andalucía y Extremadura), y conforma un mercado laboral común para tratados y no tratados. 16. - El modelo por el cual se calculan los valores del pr opensity s cor epara cada individuo de la muestra consiste fundamentalmente en la estimación de un modelo de elección binaria donde la variable dependiente es una variable discreta que toma un valor igual a “1 ” si el individuo ha sido tratado (en nuestro caso, si ha percibido Renta Agraria) o valor “0 ” si no ha sido tratado (si ha percibido Subsidio Agrario, en nuestro caso). Normalmente se emplea una distribución logística (modelo Logit) o una distribución normal (modelo Pr obit). 17. - Además del método Ker nel, hemos estimado el Efecto Medio del Tratamiento implementando tres métodos de estimación adicionales: el método de “estratificación ” (Strat ificat ion Mat ching), el método del “vecino más cercano ” (N earest N eighbor Mat ching) y el método del “radio ” (R adius M at ching). Los resultados obtenidos de aplicar dichos métodos estás disponibles a petición del lector interesado. 18. - Para un análisis detallado de estas técnicas, incluyendo la técnica “Silverman´s Rule of Thumb ” empleada en este trabajo, ver Härdle et al. (2004). 19. - Además de estos valores del bandwidt h, para comprobar la robustez de los resultados obtenidos, hemos estimado el efecto medio del tratamiento aplicando tres valores distintos más reducidos, que son 0,01; 0,03 y 0,06. Los resultados de estas estimaciones están disponibles a petición del lector interesado. 20. - En la MCVL no tenemos información que enlace a los distintos miembros de una misma unidad familiar (como ocurre en otras bases de datos, como por ejemplo, en la Encuesta de Población Activa), por lo que el conjunto de factores de tipo familiar (por ejemplo, motivos de conciliación laboral, que son factores que tienen una mayor incidencia entre las mujeres en sus decisiones en el mercado de trabajo) que pueden afectar al comportamiento laboral de los individuos en el mercado de trabajo, no podemos controlarlos en base a las va - riables de nuestra base de datos. 21. - Hemos estimado también el pr opensity s cor eempleando un modelo Pr obit, calculando de nuevo el efecto medio del tratamiento empleando las estimaciones de dicho propensity. En dicho ejercicio, hemos obtenido unos resultados muy similares a los mostrados en este trabajo. Todas estas estimaciones están a disposición del lector interesado. 22. - Hay que tomar con cautela los resultados procedentes de la variable que nos proporciona el nivel educativo del trabajador debido a que en la MCVL no existe información actualizada sobre el nivel educativo ya que dicha información procede del Padrón Continuo y ésta no se actualiza regularmente. Por tanto, el nivel educativo estará infravalorado para aquellos individuos con niveles educativos superiores. Sin embargo, pensamos que este hecho debería incidir en menor medida en nuestro estudio dado que el total de individuos en nuestra muestra trabajan en el grupo de cotización de “peones y asimilados ”. 23. - Para tener una aproximación de la cuantía que podrían percibir los beneficiarios del Subsidio, en el caso de que cobrasen la Renta Agraria, podemos tomar la información sobre el número anual de días cotizados en el REASS por el beneficiario de Subsidio representativo, por sexo y grupo de edad (tabla 5). Y a esta información le sumamos la estimación obtenida sobre la diferencia media en el número de días cotizados al REASS (tabla 10). Haciendo esto, obtenemos que en todos los grupos analizados, los beneficiarios cotizarían entre 160 y 175 días al año, por lo que, aplicando los criterios de la Renta Agraria, obtendrían un importe de subsidio cuya cuantía sería del 101% del IPREM. 24. - Hemos excluido del análisis la estimación del efecto sobre la probabilidad global de reempleo (sin diferenciar entre REASS y Rég. General) debido a que dichas estimaciones pueden estar sesgadas, puesto que para el grupo de perceptores del Subsidio Agrario, dentro de los sucesos de reempleo en el Régimen General se incluyen empleos del AEPSA (anteriormente denominado PER) hecho que no ocurre en el grupo de perceptores de Renta Agraria. En cualquier caso, los resultados que obtenemos para el efecto medio del tratamiento sobre la probabilidad global de reempleo es de un 8,2% para los hombres menores de 25 años, y de un –3,3% “ ” e i a de conomía plicada “ ” he a a o nal “ ” i c ion ape e ie Z “ ” e i a n e igación g a ia e ie conomía “ ” he nnal of egional cience “ ” ema de c alidad cen “ ” e i a de conomía plicada “ ” p inge e ie in a i ic “ ” conome ica “ ” o nal of he me ican a i ical ocia ion “ ” e i a de co nomía plicada “ ” d anced e in conome ic “ ” mpi ical conomic “ ” iome ika “ ” o nal of he me ican a i ical ocia ion Í 76 JOSÉ IGNACIO GARC A PÉREZ Y DAVID TRONCOSO PONCE para las mujeres de entre 25 y 51 años. Para el resto de grupos analizados, el efecto medio no es estadísticamente significativo. Todas estas estimaciones están disponibles a petición del lector interesado. 25. - En la versión de la MCVL utilizada en este trabajo no es posible identificar la existencia de responsabilidades familiares (al menos en la versión de la MCVL sin datos fiscales, que es con la que trabajamos aquí), por lo que la división de la muestra que se utiliza en esta sección (menores de 25 años frente al resto) no es exactamente coincidente con la división que determina la política utilizada: menores de 25 años con responsabilidades familiares frente al resto de trabajadores. Referencias Arellano, A. (2010), Do training programs get the unemployed back to work? A look at the spanish experience , R v st E A , 18: 39-65. Becker, S. O. e Ichino, A. (2002), Estimation of average treatment effects based on propensity scores , T St t J ur , 2(4): 358-377. Caliendo, M. y Kopeining, S. (2005), Some practical guidance for the implementation of the propensity score matching , D s uss P r S r s I A, 1588. Cansino, J. M. (1996), Incentivos y posibilidades de fraude al sistema de subsidio por desempleo del REASS , R v st I v st A r r , S r E , 11(3): 433-444. Cueto, B. y Mato, F. J. (2009), A nonexperimental evaluation of training programmes: regional evidence for Spain , T A s R S , 43(2): 415-433. García-Pérez, J. I. (2002), Algunas ideas en torno a la reforma del sistema de subsidio de desempleo para trabajadores agrarios , T s A tu trA, A2002/01. García-Pérez, J. I. (2008), La Muestra Continua de Vidas Laborales: una guía de uso para el análisis de transiciones , R v st E A , 16(E-1): 5-28. Härdle, W. Müller, M., Sperlich, S y Werwatz, A. (2004): Nonparametric and Semiparametric Models , S r r S r s St t st s. Heckman, J. J., Ichimura, H., Smith, J. y Todd, P. (1998), Characterizing Selection bias using Experimental Data , E tr , 66(5): 1017-1098. Kaplan, E. L. y Meier, P. (1958), Nonparametric estimation from incomplete observations , J ur t A r St t st Ass t , (53): 457-481. Mato, F. J. y Cueto, B. (2008), Efectos de las políticas de formación a desempleados , R v st E - A , 16(46): 61-83. Myoung-Jae Lee (2005), Micro-Econometrics for Policy, Program, and Treatment Effects , A v T xts E tr s (Ed. Ganger, C. W. J. y Mizon, G. E.), Oxford University Press. Plesca, M. y Smith, J.A. (2007), Evaluating multi-treatment programs: theory and evidence from the US Job Training Partnership Act experiment , E r E s, 32(2-3): 491-528. Rosenbaum, P. R. y Rubin, D. B. (1983), The Central Role of the Propensity Score in Observational Studies for Causal Effects , B tr , (70): 41-75. Rosenbaum, P. R. y Rubin, D. B. (1984), Reducing Bias in Observational Studies Using Subclassification on the Propensity Score , J ur t A r St t st Ass t , (79): 516-524. en a g a ia ’ b idio g a io b idio g a io b idio e o d cla ifica ion 77 La introducción de la Renta Agraria: una evaluación del impacto sobre la oferta de trabajo… Abstract The aim of this paper is to evaluate the effect produced by the introduction of a new instrument for unemployment insurance, called R t A r r , in the agricultural labour market of two Spanish regions: Andalusia and Extremadura. We apply causal evaluation techniques (matching) to these two regions labour market in order to asses the impact of this new insurance, in comparison to the preexisting one, called Su s A r r , for the period 2004-2009. Our main goal is to test whether this new figure has modified the labour supply behaviour of those workers who receive Renta Agraria, in comparison to the one of those who still receive Su s A r r . Our results indicate that workers under the new regime have shorter unemployment spells than those with Su s . Furthermore, their reemployment probability is larger, basically in the agricultural labour market, and they are employed during more days than workers in the control group. K yw r s: unemployment, propensity score matching, policy evaluation, unemployment benefits JEL ss t : C31, J43, J64, J65