71
El autor agradece a B. Mateos su colaboración en la obtención de los resultados que se presentan, así como los comentarios de los asistentes al Simposium organizado por Moneda y Crédito. Este artículo continúa trabajos de investigación realizados en FEDEA, recogidos en Estudios sobre participación activa, empleo y paro en España, colección Estudios nº 7.
72
La tangencia de esquina puede provenir de que la restricción «presupuestaria», generada por la oferta de trabajo, está truncada en 24, el máximo número de horas de trabajo que pueden ofrecerse.
73
En un contexto de flexibilidad del mercado de trabajo, dicha distribución de probabilidad debería ser multivariante, por estar definida simultáneamente sobre salarios, horas, condiciones de trabajo, etc. Adoptamos aquí, sin embargo, la versión simplificada de este supuesto.
74
La influencia opera a través del coste de búsqueda y del factor de descuento intertemporal. En particular, una característica relevante en la decisión será el tiempo transcurrido (variable aleatoria) desde que se decide participar hasta que se recibe una oferta aceptable.
75
El lector interesado puede consultar un resumen de los resultados de tales análisis en los cuadros A.1 a A.3 en el Apéndice. No es preciso, sin embargo, consultar el Apéndice para llevar a cabo una lectura del trabajo.
76
Dicho tratamiento consistió en un análisis de intervención (véase Box y Tiao [1957]).
77
Adicionalmente, la serie temporal de población femenina total, del modo que aparece recogida en la EPA, experimentó un incremento permanente en la media de 204.544 mujeres en el primer trimestre de 1981, posiblemente como consecuencia del cambio en los factores de elevación utilizados en la EPA al disponer de un nuevo censo.
78
El tamaño de este grupo de población femenina ha evolucionado en el tiempo de modo bastante errático. El análisis estadística reveló cambios significativos en la media de dicha variable en (1983, 3), con un aumento de 77.186 mujeres (un 2 por 100); en (1985, 1), con un descenso de 61.978 mujeres (un 1,6 por 100); y en (1987, 2) cuando experimentó dos incrementos mensuales sucesivos de 51.331 y 39.055 mujeres (un 1,3 por 100 y 1,0 por 100, respectivamente).
79
Recordemos que el cambio de definición no afecta a la población total.
80
De estos saltos, una caída de 126.320 mujeres con estudios primarios y un aumento de 90.387 mujeres sin estudios se estiman como cambios permanentes en la media de las respectivas series.