estimación de la evolución riesgos laborales no … · entre las diferentes comunidades...

1. MOTIVACIÓN Y OBJETIVO

Los costes económicos de la siniestrali-dad laboral son inmensos. En unareferencia que ya se ha convertido en

clásica (Krueger, 1990), se señala que en unaño típico en los Estados Unidos se pierdenmás de cincuenta veces más jornadas labora-les por motivo de los accidentes laborales quepor las huelgas. Para el caso español, Martín-Román y Moral de Blas (2005a), llevan a caboun cálculo similar para el sector industrial deun conjunto de Comunidades Autónomas enel periodo 1999-2002, encontrando unascifras algo más modestas que en el caso nor-

teamericano, pero en cualquier caso muy ele-vadas. En todas estas Comunidades Autóno-mas se pierden más jornadas por bajas debi-das a siniestros laborales que por huelgas, enmuchos casos diez veces más y en el caso másllamativo veintisiete veces más. Además, enun informe realizado por Comisiones Obreras(CC.OO., 2004) se ha calculado que el coste delos accidentes laborales en España ascendió a11.988 millones de euros de 2002, lo que sig-nifica un 1,72% del Producto Interior Brutode dicho año 20021.

169REVISTA DEL MINISTERIO DE TRABAJO Y ASUNTOS SOCIALES 71

* Universidad de Valladolid.** Universidad de Valladolid.

Estimación de la evoluciónde un índice de los «verdaderos»riesgos laborales no sesgadopor la composición ocupacional:una aplicación para las regionesespañolas

ÁNGEL MARTÍN ROMÁN*

ALFONSO MORAL DE BLAS**

1 Para llevar a cabo dicho cálculo, se consideran tan-to los costes explícitos como la estimación de un con-junto de costes implícitos, además de las sanciones de laInspección de Trabajo. Los detalles se pueden consultaren CC.OO. (2004).

La magnitud de estos números justificaríaun análisis minucioso de la siniestralidadlaboral desde una perspectiva eminentemen-te económica. La economía se ha mostradomuy capaz de estudiar fenómenos socialesque en una visión estrecha de esta cienciasocial parecerían estar fuera de los límites deella. Además, la ciencia económica se hacaracterizado por generar importantes avan-ces en el conocimiento de los fenómenos socia-les a través de un intenso uso de herramien-tas estadísticas y econométricas. Algunas deellas permiten deslindar los diferentes efec-tos que habitualmente concurren simultáne-amente en los datos agregados. El presentetrabajo es una contribución en esa línea deinvestigación de un fenómeno social, queaunque ciertamente poliédrico, se abordarádesde una perspectiva económica y utilizandolos métodos de los economistas.

Siguiendo este razonamiento, hay queapuntar que el análisis de la siniestralidadlaboral desde un punto de vista esencialmen-te económico goza de una gran tradición enNorteamérica desde hace más de treintaaños. La producción científica en este campode estudio en Estados Unidos y Canadá poseeya un importante volumen. Para revisar estetipo de bibliografía �sin ánimo de ser exhaus-tivos� se pueden consultar los trabajos deFortín y Lanoie (2001) y Shapiro (2000). EnEspaña, también se han publicado trabajossobre la accidentalidad laboral aunque sonmenos numerosos. Además se han concentra-do en el estudio de la contratación temporal ysus efectos en la accidentalidad laboral. Enesta línea se encuentran los trabajos de Pita yDomínguez (1998), Amuedo (2002), Guadalu-pe (2003) y Hernanz y Toharia (2004). Un tra-bajo que analiza la cuestión desde una pers-pectiva muy amplia es García y Montuenga(2004). Un artículo reciente que estudia elcomportamiento cíclico de la siniestralidadlaboral es Martín-Román (2006).

En otro orden de cosas, en los análisiseconómicos regionales las comparacionesentre las diferentes Comunidades Autóno-

mas son muy comunes. El objetivo de estascomparaciones es averiguar la posición queocupa una región dentro del conjunto nacio-nal para, eventualmente, establecer medidasde política económica. De este modo, porejemplo, si la tasa de desempleo de unaregión está muy por encima de la de las otrasregiones, los responsables de política econó-mica podrían intensificar las políticas activasde empleo. En este sentido hay que apuntarque utilizar los índices de siniestralidad labo-ral agregados publicados en la Estadística deAccidentes de Trabajo (EAT) para medir ycomparar los riesgos laborales de las diferen-tes regiones no es muy correcto. Esto es asíporque esos índices son muy sensibles a lacomposición ocupacional de la poblaciónempleada. Y dicha estructura ocupacional esmuy diferente en las distintas ComunidadesAutónomas españolas y, lo que es más impor-tante, ha cambiado significativamente en losúltimos años. La presente investigación pre-tende elaborar unos índices de siniestralidadmás homogéneos y corregidos del sesgo ocu-pacional para establecer cómo han evolucio-nado los riesgos laborales en Castilla y Leóndentro del conjunto de las regiones españolas.

Como se apunta en Dorman (1994, p. 14),las estadísticas sobre seguridad ocupacionalpueden oscilar debido cambios reales en laseguridad en el puesto de trabajo, pero pue-den también fluctuar debido a los cambios enla composición ocupacional de la economía.Algunos tipos de trabajos son significativa-mente más seguros que otros y, con el tiempo,los trabajos más seguros pueden haber agru-pado más trabajadores que los menos segu-ros. Incluso sin que se produzca ningún cam-bio en el nivel de seguridad de cada tipo detrabajo, esta clase de cambios ocupacionalestendrá el efecto de provocar la apariencia deque la seguridad en el puesto de trabajo hamejorado. Para medir la evolución de los �ver-daderos� riesgos laborales en el sentido deDorman (1994) es necesario controlar estetipo de efectos. Siguiendo este espíritu, perocon una estrategia empírica diferente de la de

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Dorman (1994) en el presente trabajo se cons-truyen unos índices de siniestralidad laboralque pretenden evitar este tipo de objeciones.

El resto del artículo se organiza comosigue. En el siguiente apartado se explica lametodología y la fuente de datos utilizadapara lograr los principales resultados. En elapartado 3, se presentan y se comentandichos resultados referidos al conjunto nacio-nal. En el apartado 4 se comentan los princi-pales hechos estilizados observados en cadauna de las diecisiete Comunidades Autóno-mas españolas. Para finalizar, en el apartado5, se redactan las conclusiones más impor-tantes alcanzadas.

2. FUENTE DE DATOS Y METODOLOGÍA

En este apartado, se explica cómo se obtie-nen los índices de siniestralidad laboralregionales que descuentan el efecto de laestructura sectorial y que se denominaránvirtuales. El punto de partida es la construc-ción de un modelo econométrico que expliquela tasa de crecimiento de los accidentes labo-rales. Este modelo permitirá reconstruir lasseries de accidentes y calcular esos índicesvirtuales. El procedimiento utilizado seencuentra en la línea de los trabajos realiza-dos por Stockman (1988), Costello (1993) oMarimon y Zilibotti (1999), aunque ningunode ellos utiliza la metodología para estudiarel tema de la siniestralidad laboral.

2.1. Base de datos

Los datos utilizados provienen de la EAT.La principal serie que se emplea es la deno-minada �Accidentes de trabajo con baja segúngravedad, por sector y rama de actividad�. Seha seleccionado esta serie porque proporcio-na los datos con una desagregación conve-niente y con un desglose por ComunidadesAutónomas. Hay que hacer notar dos cuestio-nes relativas a los datos. En primer lugar,

existe un cambio metodológico en la clasifica-ción de ramas de actividad. Esta clasificaciónpasa de ser la CNAE 74, aplicable hasta 1992,a la CNAE 93. En segundo lugar y debido alalto grado de desagregación, aparecen valo-res excesivamente bajos (en muchos casosnulos) del número de accidentes para la desa-gregación a dos dígitos de algunas ramas.Para solucionar estos problemas se tomandos medidas. Por un lado se realiza una agre-gación de actividades que reduce las 44ramas iniciales a solo 9 grupos de actividad(AC, IP, IM, IC, CO, CR, TC, BS y SS)2. Porotro, se agrupan los accidentes graves y losmortales en un solo grupo. De esta manera seconsigue, por un lado, homogeneizar los gru-pos de actividades entre los años anteriores yposteriores al cambio metodológico de laCNAE, y por otro, se obtienen datos no nulosque nos permiten realizar un adecuado análi-sis econométrico.

La base de datos utilizada abarca desde1988 hasta el año 2002 (ambos incluidos). Setrata de un periodo de 15 años en el que loscambios en la estructura ocupacional puedengenerar importantes efectos sobre lasestadísticas de siniestralidad laboral. A par-tir de 2003 la EAT experimenta cambiosmetodológicos en las preguntas del cuestio-nario utilizado para su elaboración. Aunqueestos cambios no son demasiado profundos,se ha preferido mantener la mayor homoge-neidad de los años previos como referenciapara esta investigación y por ello se restringeel periodo de estudio a los años ya citados.

2.2. Metodología

De acuerdo con la teoría econométrica, yen la línea de lo desarrollado por Neter et al.(1990), el análisis de la varianza permite des-

ÁNGEL MARTÍN ROMÁN y ALFONSO MORAL DE BLAS


2 En el primer apartado del apéndice aparecen losdetalles concretos de esta agregación, así como la deno-minación concreta de cada uno de los grupos de activi-dad.

componer la suma total de cuadrados de unmodelo en la suma de cuadrados que explicala regresión y la referida a los errores. Esasuma de cuadrados de la regresión se puededividir en la suma referida a cada factor indi-vidual y la que se debe a cada una de las inte-racciones que se puedan producir entre ellos.Estas descomposiciones son las que propor-cionan los factores e interacciones suscepti-bles de formar parte del modelo.

La variable dependiente utilizada en estetrabajo es la tasa de crecimiento de los acci-dentes laborales (a). Para explicar su evolu-ción a lo largo del tiempo se lleva a cabo unanálisis estadístico que permitirá descompo-ner esa variable en la suma de una serie defactores, y a posteriori, determinar los quetienen relevancia en el modelo. El primero deellos, el factor regional r, tomará 17 valoresdistintos, uno por comunidad autónoma. Elsegundo factor es el sectorial s, éste presenta9 niveles distintos, tantos como grupos deactividades económicas. Por último apareceel factor temporal t, estará representado por14 categorías, una por cada año. Eventual-mente en esa suma también se incluyen lasposibles interacciones que puedan existirentre los factores anteriores. Así por ejemplo,la interacción entre región y año rt, la inte-racción entre sector y año st, la referida a laregión y el sector rs y finalmente la interac-ción entre los tres factores rst. Formalmenteesto se puede expresar como indica la expre-sión (1):

(1)

donde, por lo tanto, aijk será la tasa de creci-miento de los accidentes cuando se está en laregión i (i = 1,..., 17), en la rama de actividadj (j = 1,..., 9) y en el año k (k = 1,..., 14) y c es eltérmino independiente y representa una tasade crecimiento media independiente de laactividad, de la región o del año considerado.Una vez calculados los correspondientes testde selección de factores de acuerdo a lo deta-llado en el apéndice, se comprueba que sóloson relevantes los efectos s y t, y las interac-

ciones rt y st, de modo que el modelo relevan-te podría expresarse como recoge la expresión(2):

(2)

La elaboración de las series virtuales deaccidentes corregidas del efecto sectorial esbastante simple a partir de las estimacionesque se han realizado. En primer lugar esnecesario elaborar las nuevas series de tasasde crecimiento eliminando de (2) los factoress y la interacción st, (debido a que incluyen elefecto de la rama de actividad) tal y como seindica en la expresión (3):

(3)

Tomando como base esas tasas de creci-miento virtuales de los accidentes se constru-yen, en primer lugar, la nueva serie de acci-dentes virtuales suponiendo constante laestructura sectorial de 1988 (primer año de lamuestra), y en segundo lugar, unos nuevosíndices de incidencia de siniestralidad labo-ral como el cociente entre los accidentes vir-tuales (multiplicados por mil) y las personasocupadas sometidas al riesgo de accidente.Estos índices de incidencia difieren de los ofi-cialmente publicados en la EAT en el nume-rador, ya que los oficiales incluyen en elnumerador los accidentes realmente produci-dos3. Debido a que los efectos del cambio en laestructura ocupacional sobre la siniestrali-dad laboral son eliminados en la construcciónde los índices virtuales, éstos se revelan comounos mejores instrumentos para llevar a caboun análisis comparativo entre las regionesespañolas. En otras palabras, los índices vir-tuales son una herramienta más adecuadapara comparar la gestión de los verdaderosriesgos laborales entre las diferentes Comu-nidades Autónomas. Esto es así porque se eli-mina el �ruido� que la variación en la estruc-

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3 Además hay que advertir que se han incluido den-tro de los siniestros laborales los accidentes in itinere,estos es aquellos producidos en el trayecto normal deida o vuelta del trabajo.

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tura ocupacional de las regiones introduce enel análisis. Un ejemplo ayuda a comprenderesto mejor: si un sector muy peligroso �diga-mos el sector X� pierde peso relativo en elconjunto del empleo y lo gana un sectormenos peligroso �llamémoslo sector Y� losíndices de incidencia de una economía ten-derán a reducirse. Pero esa reducción no sig-nifica una reducción real de los riesgos labo-rales. En un análisis comparativo regional lacuestión se complica si, como sucede en elmundo real, la composición sectorial de lamano de obra difiere entre las ComunidadesAutónomas consideradas. Así, las regionesintensivas en la producción del sector X redu-cirán relativamente sus índices de accidenta-lidad laboral frente aquellas otras cuya pro-ducción se concentre en otros sectores. Perohay que tener claro que tal reducción sería unmero efecto estadístico y no una reducciónreal de los riesgos laborales.

3. PRESENTACIÓN E INTERPRETACIÓNDE LOS RESULTADOS

En este apartado y en el siguiente secomentan los principales resultados conse-guidos a partir del análisis de los índicesconstruidos de acuerdo a la metodología deta-llada en la sección anterior4. Debido al eleva-do volumen de cifras obtenidas �que dificul-tan una clara interpretación de los hechosestilizados más destacables� los detallesanuales de los índices para las ComunidadesAutónomas se dejan, para ser consultados, enel apéndice. Así, la información relativa a laevolución de los índices reales y virtuales semuestra en el cuadro A.4, en el caso de losaccidentes leves, y en el cuadro A.5, en el casode los accidentes graves y mortales. No obs-tante, en las figuras 1.1 hasta 1.18, se pre-senta toda esta información resumida gráfi-

camente facilitando la identificación de regu-laridades empíricas. Así, se presenta paracada región �y también para la media de todoel conjunto de regiones� la evolución de loscuatro índices de incidencia que se conside-ran en este trabajo. En las figuras, la leyendade las series de datos es la siguiente: IRL, serefiere al índice real de los accidentes leves,IVL, hace referencia al índice virtual de losaccidentes leves, mientras que IRG-M eIVG-M son, respectivamente, los índices rea-les y virtuales de los accidentes graves y mor-tales.

Debido a que en la construcción de los índi-ces virtuales se toma como punto de referen-cia la distribución sectorial de la ocupación en1988 y, por lo tanto, es un dato común paradicho índice y para el índice real, se ha deci-dido normalizar ambos índices a la unidad enel año 1988 para facilitar las comparaciones alo largo del tiempo en cada una de las zonasgeográficas, así como entre las distintaszonas o entre los distintos índices. La inter-pretación, pues, de la información contenidaen los citados cuadros A.4 y A.5 y en las figu-ras 1.1 hasta 1.18, por consiguiente, se debeinterpretar del siguiente modo: si, por ejem-plo, el índice virtual en una determinadaregión en 1998 es 1,4, se puede afirmar que seha producido un aumento de un 40% de losriesgos laborales medidos a través de dichoíndice entre 1988 y 1998. El resto de los datosse interpretarían de idéntica manera.

Adicionalmente, en el cuadro 1, se presen-tan ordenadas las 17 Comunidades Autóno-mas de acuerdo a su tasa de variación de loscuatro índices entre el primer año considera-do (1988) y el último (2002). Este cuadro esun buen resumen de la evolución de los ries-gos laborales con la medida convencional ycon la propuesta en este trabajo para medirde forma más fidedigna los verdaderos ries-gos asociados al trabajo.

Hay que advertir que el motivo de estudiarlos índices de incidencia de los accidentesleves, por un lado, y los de los accidentes gra-



4 El detalle regional de todos los índices y para todoslos años puede encontrarse en MARTÍN-ROMÁN y MORAL

DE BLAS (2005b) y está disponible previa solicitud a losautores.

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ves y mortales, por otro, tiene su justificaciónen la literatura económica sobre siniestrali-dad laboral. Es muy habitual en esta biblio-grafía hablar del llamado �efecto informe�.Este concepto hace referencia a los cambiosque la propensión a informar de accidentespor parte de los trabajadores puede provocarsobre los índices de siniestralidad laboral. Esun hecho ampliamente analizado y estableci-do �especialmente en la literatura económicasobre el tema en Norteamérica� que los tra-bajadores cambian su comportamiento infor-mador ante cambios en los incentivos econó-micos. Así, las modificaciones normativasque otorgan o retiran derechos a los trabaja-dores, los cambios en la prestación económicapor accidente laboral o el propio estadomacroeconómico (por ejemplo, una mayor omenor tasa de desempleo) pueden provocarque ante un mismo acontecimiento objetivoen unas ocasiones se declare un accidente detrabajo y en otros casos no.

Algunos trabajos en los que expresamentese plantea la cuestión del �efecto informe��sin la pretensión de hacer un listado com-pleto� son Neumann y Nelson (1982), Che-lius (1982), Butler y Worrall (1983), Ruser(1985), Curington (1986), Nichols (1994),Boone y Van Ours (2002) o Martín-Román(2006). Este tipo de conducta puede generardistorsiones estadísticas en las comparacio-nes a lo largo del tiempo. Debido a que loscambios en la conducta informadora son mássusceptibles de producirse en los accidentesleves que en los graves e indudablementeimposible en el caso de los accidentes morta-les, una estrategia empírica común ha sidoutilizar esta información para mensurar dealguna forma el sesgo que introduce el cam-bio en el comportamiento informador. Enotras palabras, el procedimiento habitual hasido comparar los índices de incidencia de losaccidentes leves con los de los accidentes demayor gravedad. Por este mismo motivo, enla presente investigación estudiamos de for-ma separada los índices de incidencia relati-vos a los accidentes leves y los índices de inci-

dencia referentes a los accidentes graves ymortales.

Un indicador sintético que resume lo queha ocurrido en el conjunto del territorioespañol se obtiene con los índices elaboradospara España5. En la figura 1.1, se muestraesta evolución. Lo que reflejan los índices vir-tuales no es muy alentador. En ambos casos(accidentes leves y accidentes graves y morta-les) los riesgos laborales evolucionan de unamanera más adversa de lo que indicarían losíndices reales. Así, mientras el índice de inci-dencia real en el caso de los accidentes levesseñalaría un incremento del 18% de este tipode siniestros en 2002 con respecto a 1988, elíndice virtual revela que, si la estructura ocu-pacional se hubiese mantenido constante en2002 con respecto a 1988, los siniestros labo-rales de carácter leve habrían aumentado un51%. En otras palabras, los verdaderos ries-gos laborales asociados a los accidentes leveshan aumentado más de lo que indicarían losíndices de incidencia reales de los accidentesleves, dado que se ha producido una distribu-ción de la mano de obra trabajadora haciaocupaciones más seguras. El detalle anualpone de manifiesto un comportamiento procí-clico de los índices que es mucho más eviden-te en el caso del índice real que en el del vir-tual6. En este sentido, el cambio ocupacionalparece producirse con especial intensidad enlos 1992 y 1993 (años de atonía económica),en los cuales la divergencia entre los índicesreales y virtuales es más acusada. Además seobserva que los verdaderos riesgos laboralesasociados a los accidentes leves alcanzan unmáximo en el año 2000, reduciéndose duran-te los años 2001 y 2002.



5 No obstante, hay que advertir que estos índicesson una media no ponderada por la población trabaja-dora de los índices de las 17 Comunidades Autónomas,por lo que podrían diferir ligeramente de la evolución delas cifras para el conjunto nacional.

6 Puede consultarse MARTÍN-ROMÁN (2006) para pro-fundizar en las relaciones entre el ciclo económico y lasiniestralidad laboral.

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FIGURA 1.1. ESPAÑA

FIGURA 1.2. AÑDALUCÍA

FIGURA 1.3. ARAGÓN



FIGURA 1.4. ASTURIAS

FIGURA 1.5. BALEARES

FIGURA 1.6. CANARIAS

INFORMES Y ESTUDIOS


FIGURA 1.7. CANTABRIA

FIGURA 1.8. CASTILLA-LA MANCHA

FIGURA 1.9. CASTILLA Y LEÓN



FIGURA 1.10. CATALUÑA

FIGURA 1.11. COMUNIDAD VALENCIANA

FIGURA 1.12. EXTREMADURA

INFORMES Y ESTUDIOS


FIGURA 1.13. GALICIA

FIGURA 1.14. MADRID

FIGURA 1.15. MURCIA



FIGURA 1.16. NAVARRA

FIGURA 1.17. PAÍS VASCO

FIGURA 1.18. LA RIOJA

Pero más preocupante son las conclusio-nes que se extraen del análisis de los índicesde los accidentes graves y mortales. El índicede incidencia real de este tipo de accidentesindica una fuerte reducción del 42% en estetipo de siniestros laborales en el periodo con-siderado. Estos índices minimizan el proble-ma asociado al denominado �efecto informe� ymuestran un escenario bastante diferente alque presentan los accidentes leves. El plante-amiento que suele hacerse ante esta eviden-cia empírica es que, conforme se avanza en lalucha contra la siniestralidad laboral y sepromueve la prevención de riesgos laborales,por ejemplo mediante la promulgación delegislación a tal efecto7, se han reducido losaccidentes de mayor gravedad pero se denun-cian accidentes leves que antes no se denun-ciaban. Según esta visión de los hechos, lasmedidas tomadas han conseguido reducirefectivamente los accidentes graves y morta-les, mientras que el aumento de la accidenta-lidad leve puede ser debida, en gran parte, al�efecto informe�. Sin embargo, la metodologíautilizada en el presente trabajo cuestiona esepunto de vista. De acuerdo a los índices vir-tuales construidos, no existe ninguna reduc-ción real de los riesgos laborales. Lo que hasucedido realmente es que se ha producido undesplazamiento de los trabajadores haciapuestos de trabajo menos peligrosos. Estareordenación ocupacional deprime los índicesde incidencia de los accidentes graves y mor-tales oficiales, pero se trata de un efecto esen-cialmente estadístico porque los riesgos labo-rales intrínsecos a cada puesto de trabajo nose reducen. Más bien al contrario, parece queaumentan. El índice virtual de los accidentesgraves y mortales reflejaría un aumento del3% en este tipo de riesgos.

Es difícil precisar los motivos reales queestán detrás de la evolución de estos índicesvirtuales, para lo cual sería necesario llevar a

cabo una investigación ad hoc más profunda.Algunas explicaciones tentativas que a vecesse han planteado son los mayores ritmos detrabajo que imponen los empleadores o la uti-lización más intensiva de contratos de dura-ción determinada. En cualquier caso, la con-clusión importante que debe obtenerse es quelos riesgos laborales han estado evolucionan-do de forma más adversa de lo que se creía,dado que esta creencia estaba fundamentadaen los índices publicados en la EAT, que pre-sentan las limitaciones ya explicadas.

A partir de las estimaciones de lo quehemos llamado verdaderos riesgos laboralesse puede hacer una evaluación de la inciden-cia de la Ley 31/1995, de 8 de noviembre, deprevención de riesgos laborales. Hay queadvertir, no obstante, que esta evaluación noes muy rigurosa debido a que no se controlanotros factores que pueden covariar con losíndices de siniestralidad laboral. Pero en laobservación de los índices virtuales estima-dos se aprecia un fuerte aumento en el perio-do 1996-2000 de los accidentes de carácterleve, lo que podría parecer contradictorio conla implementación de la Ley 31/1995. Unaexplicación tentativa es que dicha ley puedehaber generado un nuevo marco institucionalque favorezca el reporte de accidentes labora-les. En el caso de los accidentes graves y mor-tales no se aprecia ningún cambio significati-vo en los años de vigencia de la Ley 31/1995.

4. DETALLE REGIONALDE LOS RESULTADOS

Los índices de Andalucía se muestran enla figura 1.2. Cualitativamente, el comporta-miento de dichos índices es muy similar alobservado para el conjunto de la nación. En elcaso de los accidentes leves, sin embargo, elíndice real aumenta en el periodo considera-do un 30,7%, mientras que los verdaderosriesgos laborales aumentan un 42,1%. Estoprovoca una menor discrepancia entre ambasmedidas que en el conjunto de España.

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7 Una prueba de ello es la de Prevención de RiesgosLaborales y la reglamentación derivada de ella.

Además, como se aprecia en el cuadro 1,Andalucía pasa de ser la sexta región en laque más aumentan los accidentes leves a serla decimotercera cuando se emplean índicesvirtuales. Con respecto a los accidentes gra-ves y mortales, el índice real indicaría unacaída de aproximadamente unos 20 puntosporcentuales en la incidencia de los acciden-tes de mayor gravedad de forma práctica-mente constante desde 1992 hasta 2002. Perolos riesgos laborales medidos con el índicevirtual reflejan un aumento de un 3,8% alfinal del periodo. A pesar de estos datos, des-de un punto de vista comparativo con otrasregiones españolas, Andalucía pasa de ser latercera región en la que menos se habíanreducido los accidentes laborales graves ymortales a ocupar el puesto mediano de ladistribución de Comunidades Autónomas. Enresumen, Andalucía empeora en términosabsolutos sus cifras de siniestralidad laboralgrave y mortal cuando se mide con los índicesvirtuales (cosa que, por otra parte, como semuestra en el cuadro 1, ocurre con todas lasregiones al final del periodo) pero mejora suposición relativa en la distribución regionalde la evolución de los verdaderos riesgos en elpuesto de trabajo.

El caso de Aragón se presenta en la figura1.3. Esta región era la que presentaba unmejor comportamiento de la siniestralidadleve, en el periodo analizado, con una reduc-ción en un 5,6% de los índices de incidencia dela EAT. Sin embargo, al descontar los efectosocupacionales, lo que se encuentra es algomuy distinto: un aumento del 64,5% de losverdaderos riesgos laborales en los acciden-tes leves, llevándola a ocupar el quinto pues-to de las regiones en las que más han aumen-tado dichos riesgos. Por lo que hace referen-cia a la siniestralidad grave y mortal, aunquelas cifras de la EAT indican una reducción deun 48,7% en los accidentes de este tipo, losíndices virtuales señalan un aumento de13,4% de los riesgos laborales más graves,ubicando a esta región en el cuarto lugar delas regiones en las que se ha experimentado

una evolución más adversa en dichos índices.Si bien se puede destacar que se aprecia unafuerte reducción en los riesgos laborales demayor gravedad durante los años 2001 y2002.

Las cifras relativas a Asturias se mues-tran la figura 1.4. El estudio de la siniestrali-dad leve de esta región es muy revelador.Mientras los índices publicados en la EATúnicamente muestran un aumento del 1,3%en los accidentes laborales (siendo la cuartaregión en la que menos aumentarían), la esti-mación de los verdaderos riesgos señalaríaun fuerte avance de estos riesgos de casi 94puntos porcentuales, lo que prácticamentesignificaría que, descontando los efectos ocu-pacionales, la tasa de siniestralidad en losaccidentes leves en 2002 casi sería el dobleque en 1988. Esto sitúa a Asturias como laregión en la que peor evolucionan los acciden-tes leves. Los índices reales y virtuales de losaccidentes graves y mortales evolucionan deforma sincronizada en Asturias hasta el año1994. En el año 1995 se produce un fuerteaumento de los verdaderos riesgos laboralesque abre una importante brecha entre los dosindicadores que se mantiene hasta el final delperiodo. En el conjunto del periodo, Asturiaspasa de ser en la región en la que menos sehabían reducido los accidentes graves y mor-tales (un 15,2%) a ser la segunda, tras Casti-lla y León, en la más aumentan los índicesvirtuales de este tipo de accidentes (un25,8%).

Baleares (figura 1.5) exhibe una evoluciónmuy parecida en los índices reales y virtualesrelativos a los accidentes leves durante prác-ticamente todo el periodo de tiempo conside-rado. Si cabe, mencionar que en la parte bajadel ciclo económico (años 1992 y 1993) se pro-duce una pequeña divergencia que despareceen los últimos años. De todas formas, estoimplica que pasa de ser la quinta región en laque más habían aumentado los accidentesleves a ser la decimocuarta en la clasificaciónde los verdaderos riesgos asociados a este tipode siniestros. Los índices virtuales vincula-



dos a los accidentes graves y mortales experi-mentaron una evolución muy adversa enBaleares entre los años 1991 y 1996. Pero enlos últimos años se revierte la situación ylogra situarse en la decimoquinta posición delranking de los verdaderos riesgos con unareducción de un 13,6% en el indicador quemide éstos.

Como en el caso de Baleares, en la regiónde Canarias (figura 1.6) se produce práctica-mente un solapamiento de los índices reales yvirtuales de los accidentes leves a lo largo delperiodo. De nuevo, esto implica una mejorarelativa en la posición del ranking del cuadro1, cuando se utilizan los índices virtuales,debido a que, en general, las regiones experi-mentan un peor comportamiento relativo conlos índices virtuales de los accidentes leves delo que indicarían las cifras de la EAT. Por loque respecta a los accidentes graves y morta-les, hay que apuntar que los años 1993 y 1994fueron años malos, pero en general se observauna reducción secular de los verdaderos ries-gos en el periodo, si bien de menor intensidadde lo que indican los guarismos de la EAT (-61,6% en la EAT frente a -22,6% en los índi-ces virtuales). En cualquier caso, Canarias esla región en la que la evolución de la sinies-tralidad laboral de mayor gravedad mejor seha comportado en los años estudiados.

A diferencia de las dos regiones anteriores,en Cantabria (figura 1.7) los índices reales yvirtuales de los accidentes leves se separanclaramente en el año 1992 y la brecha tiendea aumentar en el resto del periodo. La conse-cuencia de ello es que al final de dicho periodola región cantabra ocupa el cuarto lugar delas regiones en las que más han aumentadolos verdaderos riesgos laborales de los acci-dentes leves (con un incremento del 65,8%),cuando con los datos originales de la EATocupaba el puesto mediano (es decir, el nove-no) de la distribución regional. Tampoco esmuy halagüeña la perspectiva que muestra laevolución de los índices de los accidentes gra-ves y mortales. El índice real tiene una claratendencia de reducción sostenida en los 15

años estudiados, que al final del periodo setraduce en una reducción en un 50,2% en estetipo de accidentes (siendo la cuarta región enla que más se reducen). Pero el índice virtualmuestra importantes repuntes en los años1993, 1998 y 1999. Así �y a pesar de lasimportantes reducciones de los riesgos en losaños 2001 y 2002� Cantabria se encuentra enal final el periodo con un índice virtual un12,5% más alto que en el año 1988, convir-tiéndose en la quinta región en la que másaumentan estos riesgos.

Los índices de Castilla-La Mancha se pre-sentan en la figura 1.8. Por lo que se refiere alos siniestros leves, los indicadores reales yvirtuales son prácticamente idénticos desde1988 hasta 1992. A partir de 1993 se separanalgo, aunque la brecha no es tan grande comola observada en otras regiones y, además, enlos últimos años se vuelven a aproximar. Estohace �como ya se ha comentado en el caso deotras Comunidades Autónomas� que la posi-ción relativa de Castilla-La Mancha mejoreal tomar los índices virtuales. De esta forma,pasa de ser la segunda región en la que másaumentan los accidentes leves (según losdatos de la EAT) a ser la octava en la que másaumentan los riesgos leves con los índices vir-tuales. El índice real de los accidentes gravesy mortales se reduce al final del periodo en un45,9%, siendo así Castilla-La Mancha la octa-va región en la que menos se reducen. El índi-ce virtual de los accidentes de mayor grave-dad repunta en 1996, en 1999 y en 2000, aun-que, tras la fuerte reducción de 2002, Casti-lla-La Mancha se convierte en una de las sie-te regiones que presentan una reducción enlos verdaderos riesgos laborales al final de los15 años.

La información referente a la ComunidadAutónoma de Castilla y León se presenta enla figura 1.9. El patrón de comportamientodel índice real de los accidentes leves de Cas-tilla y León es bastante convencional, con laconsabida conducta cíclica que hace que sereduzca el índice en los años 1993 y 1994 pordebajo del valor de 1988. El aumento final del

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índice real �que indica un aumento del 21,9%en la tasa de accidentalidad sitúa a estaregión como la séptima en la que más aumen-tan los accidentes leves. Sin embargo, lo quereflejan los índices virtuales es peor. Los ver-daderos riesgos laborales de los accidentesleves, medidos a través del índice virtual,aumentan un 76,3%, ubicando a Castilla yLeón como la segunda región en la que másaumentan, detrás únicamente de Asturias.El escenario de los accidentes graves y mora-les es incluso más adverso. Siendo Castilla yLeón la quinta región en la que menos sehabían reducido los índices de los accidentesde mayor gravedad, cuando se descuentan losefectos de composición sectorial de la mano deobra se encuentra que es en la región en laque más han crecido (un 26,8%) los riesgoslaborales de los accidentes más graves.

Cataluña (figura 1.10) presenta un índicereal de los accidentes leves en 2002 muy simi-lar al del año 1988. Esto hace que se convier-ta en una de las regiones en las que la tasa desiniestralidad ha evolucionado de forma másfavorable. En concreto sería la tercera regiónen la que mejor evolucionan los accidentesleves. No obstante, cuando se utiliza el índicevirtual de los accidentes leves la situaciónempeora y pasa a ocupar el puesto medianode la distribución regional. En el caso de losaccidentes graves y mortales ocurre algoparecido. Con el índice real Cataluña ocupa elquinto puesto entre las regiones que más hanreducido la tasa de siniestralidad de los acci-dentes más graves (o, si se quiere, el puestodecimotercero en el ranking del cuadro 1).Pero, de nuevo, al medir los riesgos laboralescon el índice virtual la situación empeora. Losriesgos laborales que implican dicho índiceaumentan un 9,4% y Cataluña asciende alsexto puesto en la clasificación regional demayores aumentos de los riesgos laborales.

Los perfiles de la evolución de los riesgosen el puesto de trabajo de la ComunidadValenciana se representan en la figura 1.11.Los índices reales y virtuales de los acciden-tes leves se separan de forma acusada en el

año 1993. Posteriormente el comportamientocualitativamente es similar (aunque la bre-cha entre ambos tiende a aumentar progresi-vamente), alcanzando un máximo en el año1999 y reduciéndose ambos en los últimostres años. La posición relativa en el rankingdel cuadro 1 pasa del puesto undécimo con losíndices reales al decimoquinto con los índicesvirtuales. Los índices relativos a los acciden-tes graves y mortales también se van sepa-rando a lo largo de los 15 años estudiados,mostrando, al final del periodo, una reduc-ción del 47,6% en el caso del índice real y del4,7% en el caso del virtual. Es destacable sinembargo, que la Comunidad Valenciana per-tenezca al grupo de siete regiones en las quese reducen efectivamente los verdaderos ries-gos laborales de los accidentes más graves.

Los índices de Extremadura se muestranen la figura 1.12. Los relativos a los acciden-tes leves (real y virtual) evolucionan de formaacompasada y sin grandes diferencias. Dehecho, en el año 2001 se encuentran muy pró-ximos, aunque en 2002 se separan algo. Encualquier caso, Extremadura pasa de ser laregión en la que más había aumentando latasa de siniestralidad de los accidentes levesa ocupar un más favorable séptimo puestorelativo en la clasificación de la evolución delos verdaderos riesgos laborales de los sinies-tros leves. Con respecto a los accidentes gra-ves y mortales, el hecho más destacable es elrepunte del índice virtual durante los años1990, 1991 y 1992, así como la fuerte reduc-ción del mismo en 1993. También es muy des-tacable el repunte de 2002. Si no fuera por eseaumento en el índice virtual, Extremadurasería probablemente la región en la que másse hubiesen reducido los verdaderos riesgoslaborales más graves. De hecho, eso es lo queocurría en el año 2001. A pesar de ello, ocupaun buen lugar (el quinto) entre las regionesque más han reducido el índice virtual al finaldel periodo de estudio.

Los gráficos de accidentalidad laboral dela Comunidad Autónoma de Galicia se pre-sentan en la figura 1.13. El índice virtual y el



índice real de los accidentes leves presentanuna evolución temporal similar en términoscualitativos, sin embargo se van separandogradualmente a lo largo de los 15 años toma-dos en cuenta. Al final del periodo, el índicereal aumenta un 39,5% y el índice virtual un66,8%. De todas las maneras, esto no modifi-ca la posición relativa de la región gallega,pues con los dos índices ocupa el tercer lugardel ranking del cuadro 1. Esta posición relati-va si se ve ligeramente modificada cuando seexaminan los indicadores de los accidentesmás graves. Así, Galicia ocuparía el cuartolugar de la clasificación del cuadro 1 cuandose toma como referencia el índice real (quereflejaría una reducción del 27,4% en la tasade accidentalidad de los accidentes de mayorgravedad) y empeoraría su situación compa-rativa, subiendo un puesto, cuando se toma elíndice virtual (que estaría señalando unaumento de un 20,8% en los verdaderos ries-gos laborales).

Los índices referidos a los accidentes levesde la Comunidad Autónoma de Madrid (figu-ra 1.14) se mueven de forma simultánea y singrandes diferencias observables entre ellos alo largo del periodo de análisis. Si cabe, sepuede destacar el aumento que experimentanambos índices en el año 1999. Pero, como yaha sido observado en otras regiones, estosupone una mejora relativa en la clasificacióndel cuadro 1. Con los datos de la EAT Madridsería la cuarta región en la que más habríaaumentado la tasa de siniestralidad de losaccidentes leves, sin embargo, pasaría a serla undécima en la que más habrían aumenta-do los verdaderos riesgos laborales asociadosa los accidentes leves si se utilizan los índicesvirtuales. Al examinar los índices relativos alos siniestros graves y mortales de la Comu-nidad de Madrid se aprecia que desde 1992las tasas de crecimiento se diferencian enmás de 5 puntos porcentuales y la brecha con-tinúa abriéndose en el resto del periodo, con-cluyendo al final de los 15 años en una reduc-ción de un 22,5% de la tasa de siniestralidadgrave, por un lado, y en un aumento del 9,0%

del índice virtual, por otro lado. Se constata,por lo tanto, que los verdaderos riesgos labo-rales graves han crecido en Madrid aunque elratio de la accidentalidad más grave haya caí-do. Pero dado que esto es un comportamientogeneralizado en la mayoría de ComunidadesAutónomas, y que en Madrid se produce conuna menor intensidad, esta región mejorarelativamente en la clasificación del cuadro 1,pasando del segundo peor lugar con los índi-ces reales a un mejor octavo puesto (eso sí,muy próximo al séptimo) con los indicadoresvirtuales.

La representación gráfica de los indicado-res de accidentalidad de la región de Murciase muestra en la figura 1.15. Por lo que serefiere a la siniestralidad más leve, el hechomás destacable es la separación entre el índi-ce virtual y el índice real en el año 1993. Apartir de ese momento la brecha entre ambosno aumenta y, por el contrario, tiende a redu-cirse ligeramente. Como se puede observar enel cuadro 1, a pesar de detectarse un incre-mento de los verdaderos riesgos laboralesvinculados a los accidentes leves del 15,5%frente a una reducción del índice de inciden-cia publicado en la EAT del 1,8%, Murciagana relativamente un puesto con la clasifi-cación de los índices virtuales, convirtiéndoseen la región en la que menos crece dicho indi-cador. En el caso de la siniestralidad más gra-ve, la situación comparativa de Murcia empe-ora frente a otras regiones. Con los índices deincidencia de la EAT, Murcia sería la segun-da región en la que más se habría reducido laaccidentalidad laboral. Con los índices vir-tuales construidos en este trabajo, Murciapasaría a ser la cuarta región en la que másse reducen los verdaderos riesgos laborales.No obstante, hay que señalar que sigue sien-do una de las regiones destacadas �en sentidopositivo� en el ranking del cuadro 1.

El caso de la región de Navarra se muestraen la figura 1.16. La accidentalidad leve pre-senta un patrón de comportamiento ya obser-vado en otras regiones: un evidente mayoraumento de los riesgos laborales si se consi-

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dera el índice virtual (42,2% al final del perio-do) que si considera el más tradicional índicereal (5,2% al final del periodo). Sin embargo,este comportamiento es tan habitual que nocambia de posición relativa en el ranking delcuadro 1, manteniéndose en ambos casos enel duodécimo puesto. Por otra parte, los índi-ces reales y virtuales de los accidentes gravesy mortales de Navarra prácticamente coinci-den hasta el año 1993. Durante los años 1994,1995 y 1996 se produce un importante incre-mento de los verdaderos riesgos laboralesgraves que no se traduce en un aumento deigual magnitud del índice de incidencia deeste tipo de accidentes en la EAT. Esto gene-ra una brecha entre ambos indicadores quepermanece hasta el final del periodo. No obs-tante, como se puede comprobar en el cuadro1, la situación relativa de Navarra mejora altomar en consideración los índices virtuales.

La representación diagramática de losíndices del País Vasco se muestra en la figura1.17. Aunque el índice real de los accidentesleves del País Vasco solamente aumenta unmodesto 4,4% durante el periodo considera-do, ubicando a esta región en el lugar decimo-tercero del ranking del cuadro 1, parece queeste buen comportamiento se debe funda-mentalmente a un favorable efecto de compo-sición en la evolución de población ocupada.Esto es así porque el índice virtual progresaun 61,4% y, además, sitúa al País Vasco en unmenos favorable sexto lugar en la clasifica-ción de la evolución de los riesgos laboralesleves. El índice real de los accidentes graves ymortales del País Vasco se reduce un 46,3%en el periodo 1988-2002, lo que ubica a estaregión justo en el puesto mediado de la clasi-ficación del cuadro 1. No obstante, el índicevirtual aumenta un 9,0%, colocando al PaísVasco en un peor séptimo lugar (aunque bienes cierto que muy próximo del octavo).

Por último, la información relativa a lasiniestralidad en el trabajo de La Rioja seencuentra representada en la figura 1.18.Hasta 1992, los índices virtuales y realesreferidos a los accidentes leves de La Rioja

evolucionan prácticamente sin discrepancia.Pero en 1993, un considerable aumento delíndice virtual junto con una suave reduccióndel real provoca una importante brecha entreambos. Al final del periodo, los dos indicado-res tienden a converger debido a la mayorreducción que experimenta el índice virtualen los años 2001 y 2002. Comparativamente,La Rioja ocupa lugares cercanos al medianoen la distribución regional del cuadro 1 conambos indicadores. Por los que se refiere a losaccidentes de mayor gravedad, el brusco com-portamiento del índice virtual �con un movi-miento de ida y vuelta� contrasta con la evo-lución más parsimoniosa del indicador real.Así, como sucedía con los siniestros leves,hasta el año 1992, los dos índices se mueven ala vez. Pero a partir de 1993 se inicia una pro-nunciada ascensión del índice virtual que seprolonga hasta 1998, con la única excepciónde la débil reducción de 1997. De este modo,en 1998 el índice de incidencia de los acciden-tes graves y mortales de la EAT había caído18 puntos porcentuales con respecto a 1988,mientras que el índice virtual señalaba unaumento de 76 puntos porcentuales en losverdaderos riesgos laborales. No obstante, enlos últimos cuatro años, el indicador virtualexperimenta una drástica reducción que setraduce en una fuerte convergencia con elíndice real. Además, esto hace que La Riojasea la segunda región en la que más se hanreducido los verdaderos riesgos laborales delos accidentes más graves, únicamente supe-rada por Canarias.

5. RESUMEN Y CONCLUSIONES

En este trabajo se han construido unosíndices de siniestralidad virtuales con el obje-tivo de establecer comparaciones interregio-nales a lo largo del tiempo que no estén ses-gadas por los cambios producidos en laestructura ocupacional. De este modo, se pue-de analizar con mayor precisión y correcciónla evolución de los verdaderos riesgos labora-les. Con este tipo de indicadores, la evolución



de la siniestralidad laboral es más negativade los que reflejarían los índices publicadosen la EAT. De ello se concluye que el cambioproducido en estos años en la estructura delempleo ha enmascarado, al menos en parte,la verdadera evolución de los riesgos labora-les.

Especialmente relevante es el hecho deque los riesgos asociados a la accidentalidadmás grave, lejos de haberse reducido paratodas las regiones como indican los datos dela EAT, han aumentado en el caso de lamayoría de las regiones. Más concretamente�y ordenando las regiones de mayores incre-mentos de los riesgos a menores� han aumen-tado en Castilla y León, Asturias, Galicia,Aragón, Cantabria, Cataluña, País Vasco,Madrid, Andalucía y Navarra. Por otro lado,en siete regiones si que se encuentra unareducción de los verdaderos riesgos laboralesde los accidentes más graves. La ComunidadAutónoma en la que se reducen más dichosriesgos es Canarias, seguida por La Rioja,Baleares, Murcia, Extremadura, ComunidadValenciana y Castilla-La Mancha.

Además de la evolución absoluta de losriesgos laborales dentro de cada región, elejercicio econométrico desarrollando en estetrabajo se puede utilizar para realizar com-paraciones entre las diferentes regiones en laevolución de los riesgos laborales. En el cua-dro 1, se presenta una ordenación de Comu-nidades Autónomas según la tasa de cambioen los índices de siniestralidad. Por lo que serefiere a los accidentes leves, el grupo deregiones que ganarían posiciones relativas altomar en cuenta el índice virtual para medirla evolución de los riesgos estaría compuestopor Andalucía, Baleares, Comunidad Valen-ciana, Castilla La-Mancha, Canarias, Extre-madura, Madrid, Murcia y La Rioja. Lasregiones que empeorarían relativamenteserían Aragón, Asturias, Castilla y León,Cantabria, Cataluña y el País Vasco. Final-mente, Galicia y Navarra mantendrían suposición relativa.

El mismo ejercicio puede realizarse en lacuestión de la evolución de los accidentes gra-ves y mortales. En este caso el elenco deregiones que ganan posiciones relativas alutilizar los índices virtuales en lugar de losreales es el siguiente: Andalucía, Asturias,Baleares, Comunidad Valenciana, CastillaLa-Mancha, Extremadura, Madrid, Navarray La Rioja. En sentido opuesto, el grupo deregiones que pierden posiciones relativasestaría formado por Aragón, Castilla y León,Cantabria, Cataluña, Galicia, Murcia y elPaís Vasco. Canarias repetiría el últimolugar en el ranking �esto es, el mejor puesto-independientemente del indicador utilizado.

BIBLIOGRAFÍA

AMUEDO, C. (2002): �Work safety in the context oftemporary employment: the Spanish experien-ce�, Industrial and Labor Relations Review,55(2), 262-272.

BOONE J. y VAN OURS, J. C. (2002): �Cyclical fluc-tuations in workplace accidents�, CEPR Discus-sion Paper Series, 3655.

BUTLER, R. J. y WORRALL, J. D. (1983): �Workers�compensation: benefit and injury claims ratesin the seventies�, Review of Economics and Sta-tistics, 65, 580-589.

CC.OO. (2004): �Aproximación a los costes de lasiniestralidad laboral en España�, Informe de laSecretaria Confederal de Medio Ambiente ySalud Laboral.

CHELIUS, J.R. (1982): �The influence of workers�compensation on safety incentives�, Industrialand Labor Relations Review, 35(2), 235-242.

COSTELLO, D. (1993): �A cross-country, cross-industry comparison of productivity growth�,Journal of Political Economy, 101 (2), 207-222.

CURINGTON, W. P. (1986): �Safety regulation andworkplace injuries�, Southern Economic Jour-nal, 53, 51-72.

DORMAN, P. (1994): Markets and mortality. Econo-mics, dangerous work and the value of humanlife, Cambridge University Press, Cambridge.

INFORMES Y ESTUDIOS


FORTIN, B. y LANOIE, P. (2001): �Incentive effects ofworkers� compensation insurance: a survey�,Handbook of Insurance, Springer, 421-458.

GARCÍA, I. y MONTUENGA, V. M. (2004): �Determi-nantes de la siniestralidad laboral�, FUNDEARDocumento de trabajo 8/2004.

GUADALUPE, M. (2003): �The hidden cost of fixedterm contracts: the impact on work accidents�,Labour Economics, 10, 339-357.

HERNANZ, V. y TOHARIA, L. (2004): �Do temporarycontracts increase work accidents? A microeco-nometric comparison between Italy and Spain�,FEDEA DT, 2004-02.

KRUEGER, A. B. (1990): �Workers� compensationinsurance and the duration of workplace inju-ries�, NBER Working Paper Series, 3253.

MARIMON, R. y ZILIBOTTI, F. (1996): «�Actual� versus�virtual� employment in Europe. Is Spain diffe-rent?», European Economic Review, 42, 123-153.

MARTÍN-ROMÁN, A. (2006): �Siniestralidad laboral yciclo económico: ¿una relación meramenteestadística o un fenómeno real?, Revista delMinisterio de Trabajo y Asuntos Sociales nº 61.157-171.

MARTÍN-ROMÁN, A, y MORAL DE BLAS, A. (2005a):�La duración de las bajas laborales en el sectorindustrial: un análisis regional�, XXXI Reuniónde Estudios Regionales, Alcalá de Henares.

MARTÍN-ROMÁN, A, y MORAL DE BLAS, A. (2005b):�Corrección de los índices regionales de sinies-tralidad laboral y estimación de los verdaderos

riesgos laborales mediante un análisis de la des-composición de la varianza con selección endó-gena de regresores: una aplicación para Castillay León�, mimeografiado.

NEUMANN, G. R. y NELSON, J. P. (1982): �Safetyregulation and firm size: effects of the coal minehealth and safety act of 1969�, Journal of Lawand Economics, 25, 183-199.

NETER, J., WASSERMAN, W. y KUTNER, M. H. (1990):Applied Linear Statistical Models, IRWIN ed.,Boston, 818-836.

NICHOLS, T. (1994): �Problems in monitoring thesafety performance of British manufacturing atthe end of the twentieth century�, The Sociologi-cal Review, 42(1), 104-110.

PITA YAÑEZ, C. y DOMÍNGUEZ MANZANO, B. (1998):�Los accidentes laborales en España: la impor-tancia de la temporalidad�, DocumentaciónLaboral, 55, 37-59.

RUSER, J. W. (1985): �Workers� compensation insu-rance, experience-rating, and occupational inju-ries�, Rand Journal of Economics, 16(4), 487-503.

SHAPIRO, S. A. (2000): �Occupational safety andhealth regulation�, Encyclopedia of Law andEconomics, Cheltenham, Edward Elgar, 5540,596-625.

STOCKMAN, A. (1988): �Sectoral and national aggre-gate disturbances to industrial output in sevenEuropean Countries�, Journal of Monetary Eco-nomics, 21, 387-409.



2. Selección de regresores

Para seleccionar los factores que influyenmás significativamente en el modelo es nece-sario definir unos estimadores. Estos estima-dores se obtienen operando con una serie devalores medios que se calculan a partir de losdatos que proporciona la muestra. En estetipo de análisis la suma total de cuadrados sepuede descomponer en la suma de cuadrados

explicada por la regresión (SSEX) y la sumade cuadrados debida a los errores de estima-ción. Posteriormente, es la descomposición deSSEX la que permite calcular la suma de cua-drados que corresponde a cada uno de losefectos que intervienen en nuestro modelo. Apartir de esta descomposición previa de efec-tos, se extrae el siguiente resultado:

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EQUIVALENCIA A DOS DÍGITOS ENTRE LAS ACTIVIDADES ECONÓMICASESTUDIADAS Y LAS DE LAS CORRESPONDIENTES CNAE 74 Y CNAE 93

APÉNDICE

1. Agregación de Ramas de Actividad

SSrtSSrsSStSSsSSrSSEX +++++=SSrstSSst ++

Cada una de los sumandos se refiere res-pectivamente a la suma de cuadrados del fac-tor r, s y t, y de las distintas interacciones queexisten entre ellos. A partir de aquí, si dividi-mos esas sumas de cuadrados por sus corres-pondientes grados de libertad obtendremoslas sumas de cuadrados medias esperadas.Esas medias son las que se utilizan para rea-lizar los test sobre los efectos de los factores.Todos estos test se obtienen de una mismamanera. A modo de ejemplo, el referido al fac-tor regional se define de la siguiente manera:

Para poder decidir cual de las dos hipótesisse cumple se debe calcular el término F* .

Este valor se obtiene como cociente de lasuma de cuadrados media del efecto factor r yla suma de cuadrados media de los errores.Posteriormente se compara F* con el valor deuna función de distribución F de con los gra-dos de libertad que se obtienen del factorregión y de los errores.

siendo (1-a) el nivel de confianza. Si F* pre-senta un valor menor o igual que el valor quetoma la función de distribución correspon-diente, se admite H0 y por lo tanto se conclu-ye que el efecto de este factor no es muy signi-ficativo, en caso contrario el factor r es rele-vante. Los resultados de los test realizadosson los que aparecen en los cuadros A.2 y A.3.



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CUADRO A.1. TEST DE SELECCIÓN. SERIE DE ACCIDENTES LEVES

Nota: a y b representan los grados de libertad del numerador y el denominador en cada test concreto, en el presentecaso b siempre vale 1664 ((r � 1)(s � 1)(t � 1)).

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CUADRO A.2. TEST DE SELECCIÓN. SERIE DE ACCIDENTES GRAVES Y MORTALES

Nota: a y b representan los grados de libertad del numerador y el denominador en cada test concreto, en el presentecaso b siempre vale 1664 ((r � 1)(s � 1)(t � 1)).



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RESUMEN En el presente trabajo se elabora una medida de la evolución de los riesgos laborales de lasregiones españolas que no sesgada por los cambios en la composición ocupacional de lafuerza de trabajo. La correcta medición de los riesgos en el puesto de trabajo es un requisi-to previo para implementar una política de prevención de riesgos laborales. Sin embargo,la evolución de los índices regionales agregados de siniestralidad laboral construidos a par-tir de los datos de la Estadística de Accidentes de Trabajo (EAT) está muy condicionada porla evolución de las ocupaciones en las que se emplea la fuerza de trabajo. Una estimaciónde la evolución de los �verdaderos� riesgos laborales, tal y como apunta Dorman (1994),necesita corregir este hecho. En este trabajo se construyen unos índices �virtuales� de ries-gos laborales cuya evolución no está sesgada por los cambios en la composición ocupacionalde los trabajadores de las distintas regiones españolas. De forma generaliza, se encuentraque los �verdaderos� riesgos laborales evolucionan más adversamente de lo que indicaría lamera observación de las cifras de la EAT.

estimación de la evolución riesgos laborales no … · entre las diferentes comunidades...

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