DOCUMENT DE TREBALL XREAP2009-4

LOS SALARIOS DE LOS INMIGRANTES EN EL MERCADO DE TRABAJO ESPAÑOL. ¿IMPORTA EL ORIGEN DEL CAPITAL HUMANO?

Esteban Sanromá (IEB) Raul Ramos (AQR-IREA) Hipólito Simón

Los salarios de los inmigrantes en el mercado de trabajo español. ¿Importa el origen del capital humano?*

Esteban Sanromá IEB, Universitat de Barcelona esanroma@ub.edu Raúl Ramos AQR-IREA (Universitat de Barcelona), IZA rramos@ub.edu Hipólito Simón Instituto de Economía Internacional, Universidad de Alicante hsimon@ua.es

Resumen El objetivo del trabajo es analizar el papel de los diferentes componentes del capital humano como determinantes de los ingresos de los inmigrantes recientes en el mercado de trabajo español. A partir de los microdatos de la Encuesta Nacional de Inmigrantes 2007, se examina la rentabilidad del capital humano de este colectivo, distinguiendo el adquirido en origen del acumulado en destino, así como el impacto salarial de la situación documental. La evidencia obtenida muestra que el capital humano adquirido en España tiene una mayor rentabilidad marginal que el acumulado en origen, lo que refleja la limitada transferibilidad de este último. La única excepción se da en el caso de los inmigrantes procedentes de países desarrollados o que han estudiado en España, independientemente de su procedencia, los cuales obtienen una rentabilidad de sus estudios –incluso de aquéllos cursados en origen– comparativamente elevada. Una situación legal en España está asociada, por su parte, con una sustancial prima salarial positiva (15%). Por último, el conjunto de la evidencia confirma la presencia de una fuerte heterogeneidad, tanto en la rentabilidad de las diferentes formas de capital humano como en la magnitud de la prima por trabajar legalmente, en función de la zona de origen de los inmigrantes. Palabras clave: Inmigración; salarios; capital humano. Códigos JEL: J15, J24, J31, J61.

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Esteban Sanromá, Raúl Ramos e Hipólito Simón desean agradecer el apoyo recibido de INSIDE España, así como del Ministerio de Educación y Ciencia mediante los proyectos SEJ2007-65086/ECON, SEJ2005-04348/ECON y SEJ2007-67767-C04-02, respectivamente.

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1. Introducción
El capital humano en sus diversas modalidades ha sido considerado un factor clave en la determinación de los ingresos individuales y de su crecimiento a lo largo del tiempo (Card, 1999; Psacharopoulos y Patrinos, 2002). En coherencia con esta visión, el análisis sobre la situación de los inmigrantes en el mercado de trabajo del país de destino también ha centrado su interés en el capital humano de los inmigrantes. Los dos principales resultados empíricos tras varias décadas de trabajo académico –brecha salarial inicial y crecimiento rápido de los ingresos a partir de la llegada– son básicamente explicados por el capital humano. Así, la desventaja salarial que padecen los inmigrantes al llegar al nuevo país se suele atribuir a la limitada transferibilidad del capital humano adquirido en origen. Sea por una menor calidad del sistema educativo o por el limitado dominio del nuevo idioma, el hecho relevante es que los inmigrantes recién llegados muestran una insuficiencia de capital humano utilizable de manera efectiva en el mercado de trabajo de destino (Chiswick, 1978; Chiswick y Miller, 1985, 2007; Friedberg, 2000). Y es la acumulación de capital humano adaptado al nuevo país, mediante experiencia laboral, estudios o aprendizajes varios, especialmente significativa durante los primeros años de residencia en destino, el factor explicativo de la rápida mejora en los ingresos de los inmigrantes, lo que suele dar lugar a asimilación salarial con los nativos (Chiswick, 1978; Baker y Benjamin, 1994; Chiswick y Miller, 1995 y Bell, 1997, entre otros muchos). El análisis de la importancia del capital humano de los inmigrantes como factor explicativo de sus salarios en los países de destino ha avanzado tratando de separar el efecto de sus diferentes componentes. Los artículos que se han centrado en analizar la rentabilidad del capital humano de los inmigrantes han puesto de manifiesto la necesidad de distinguir entre la educación cursada en origen y la realizada en el nuevo país, puesto que sus efectos sobre los salarios son diferentes (Schaafsma y Sweetman, 2001; Bratsberg y Ragan, 2002; Ferrer y Riddell, 2003). Pero la rentabilidad de los estudios no sólo es diferente entre el país de destino y los de origen, sino también entre estos últimos, en la medida en que el nivel de desarrollo económico alcanzado por el país de origen afecta positivamente a la transferibilidad de los estudios (Bratsberg y Ragan, 2002). También se ha analizado la no linealidad en los años de estudio, de manera que puede ser importante la edad –y el nivel educativo alcanzado– en el momento de emigrar (Ferrer, Green y Riddell, 2006; Hartog y Zorlu, 2009). Asimismo, se ha considerado necesario separar la experiencia en años en origen y experiencia adquirida en destino, ya que la primera suele tener una rentabilidad nula o, cuanto menos, muy inferior a la segunda (Chiswick y Miller, 1985; Kossoudji, 1989; Friedberg, 2000; Schaafsma y Sweetman, 2001).

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En el mismo sentido, la literatura reciente sobre progreso salarial en destino y asimilación (modelos de tercera generación) muestra también la conveniencia de descomponer tanto la educación como la experiencia en sus partes importadas y adquiridas en destino (Friedberg, 2000; Skuterud y Su, 2008; Clark y Lindley, 2009). De esta manera se superan algunas de las limitaciones de los primeros modelos empíricos, en los que el uso de la variable años desde la inmigración no permitía distinguir las actividades desarrolladas por el inmigrante tras su llegada. Un avance importante de unos pocos trabajos recientes ha sido destacar la relevancia de la experiencia laboral efectiva, ya que la acumulación de capital humano específico al nuevo país no tiene por qué ser la misma si se trabaja o se permanece sin empleo (Chiswick, Lee y Miller 2005; Skuterud y Su, 2008; Galloway, 2008). El presente papel examina por primera vez los salarios de los inmigrantes recientes en el mercado de trabajo español, analizando más en concreto la rentabilidad de los diferentes componentes de su capital humano distinguiendo el origen de los mismos. El estudio de la inmigración en el mercado laboral español resulta sumamente interesante. En relativamente poco tiempo España ha pasado a ser un país con unos flujos migratorios que destacan en el contexto internacional (OCDE, 2008). Es el segundo país de la OCDE –tras Estados Unidos– en número absoluto de inmigrantes anuales y el tercero –tras Luxemburgo (41,6%) y Suiza (20,3%)– en porcentaje de extranjeros sobre población (10,3%), ya por delante de todos los demás países de la Unión Europea. El crecimiento ha sido muy intenso entre 1995 y 2007, pasando de 542,3 mil extranjeros (1,4% de la población) a 5.268,8 miles al terminar 2007 (11,4%). Ante la magnitud del fenómeno inmigratorio resulta necesario disponer de un cuerpo de estudios sobre los que basar el diseño de estrategias y políticas de inmigración que garanticen el bienestar económico y la estabilidad social. Desde esta perspectiva, resulta de especial interés conocer los factores explicativos de los ingresos de los inmigrantes y, más en concreto, la rentabilidad de sus dotaciones de capital humano, principal –y, en muchos casos, único– activo de que disponen. Ahora bien, el carácter reciente del fenómeno migratorio en España ha impedido disponer de información estadística suficiente, lo cual ha limitado y condicionado los estudios realizados sobre la inmigración en el mercado de trabajo español. Así, AmuedoDorantes y de la Rica (2007); Fernández y Ortega (2008) y Sanromá, Ramos y Simón (2005, 2008) analizan la asimilación de los inmigrantes en términos de empleo, ocupación, tipo de contrato y sobreeducación a causa de la ausencia de datos salariales. Simón, Sanromá y Ramos (2008) analizan las diferencias entre las estructuras salariales de nativos e inmigrantes con los microdatos de la Encuesta de Estructura Salarial de 2002, pero sin disponer de información relativa al momento de llegada a España y, en consecuencia, a la educación y experiencia laboral adquiridas en origen. Izquierdo, Lacuesta y Vegas (2008) analizan la asimilación a partir de la Muestra 3

Continua de Vidas Laborales que, además de no disponer del año de llegada a España, obliga a utilizar las bases de cotización a la Seguridad Social como aproximación al salario. El presente trabajo supera las anteriores limitaciones al utilizar los microdatos de la Encuesta Nacional de Inmigrantes 2007 (en adelante, ENI) realizada por el INE entre 2006 y 2007. La amplia información estadística sobre los inmigrantes contenida en la ENI incluye los salarios realmente percibidos por los inmigrantes y permite –siguiendo la literatura más reciente– separar la educación cursada en origen de la realizada en destino, así como dividir los años de experiencia entre los transcurridos en origen y en España. Además, la ENI permite realizar una buena aproximación a la experiencia laboral efectiva en España y los años sin empleo. Asimismo, se dispone del país de procedencia de los inmigrantes, lo que permite estimar rentabilidades del capital humano provinente de diferentes zonas económicas. La ENI se compone de un único corte transversal, lo que impide realizar un análisis longitudinal, así como construir un pseudo-panel combinando información de diversos momentos del tiempo, recurso muy utilizado en la literatura desde la contribución de Borjas (1985). Al trabajar con un corte transversal se puede incurrir en un sesgo en la estimación de la rentabilidad de la experiencia en España. El sesgo podría venir causado por tres razones diferentes: cambios en la composición o calidad de los inmigrantes llegados en diferentes momentos del tiempo (Borjas, 1985 y 1995), efectos más o menos duraderos del ciclo económico sobre los salarios de los entrantes en el mercado de trabajo (Aslund y Rooth, 2007) y existencia de emigraciones de retorno (o hacia un tercer país) (Constant y Massey, 2003; Dustmann y Weis, 2007; Lubotsky, 2007). Para minimizar estos problemas disponiendo de un único corte transversal de cara al análisis empírico se ha seleccionado a los inmigrantes llegados a España entre 1997 y 2007. Ello permite afrontar los tres problemas mencionados. En primer lugar, los inmigrantes anteriores a 1997 procedían mayoritariamente de países desarrollados y de algún país latinoamericano relativamente avanzado, mientras que el grueso de los llegados posteriormente proceden de América Latina (básicamente países andinos), Europa del Este y el continente africano (Reher et al., 2008). Trabajar con toda la muestra de la ENI hubiera implicado un cambio en la calidad y composición de los inmigrantes llegados en diferentes momentos del tiempo, cosa que se reduce considerablemente con la muestra seleccionada. Además, a fin de controlar mejor la composición de la inmigración se realizan estimaciones separadas por regiones de origen. En aras de una mayor homogeneidad, también se ha prescindido de los inmigrantes con nacionalidad española desde su nacimiento. En segundo lugar, el período 1997-2007 es una etapa homogénea de crecimiento sostenido y de intensa creación de empleo, lo que minimiza los efectos persistentes del ciclo sobre los salarios. Por último, puede razonablemente sostenerse que las emigraciones de retorno no son cuantitativamente importantes al trabajar sólo con un período expansivo. Precisamente el cambio cíclico observado a partir de 2008 ha generado un aumento de 4

las emigraciones de retorno y no sólo –pero quizás también– por las medidas gubernamentales que la impulsan. La realización de la Encuesta a finales de 2006 e inicios de 2007 implica que sus datos no se ven afectados por este cambio1. Los resultados obtenidos muestran importantes diferencias en la rentabilidad de los distintos componentes del capital humano y, muy especialmente, en función del origen de los mismos. En general, la rentabilidad de los estudios en España supera la de los cursados en origen, excepto para los inmigrantes de países desarrollados. Destaca, asimismo, que los estudios en origen de aquellos inmigrantes que han completado sus estudios en España presentan una rentabilidad notablemente elevada, mayor en todo caso que la de los que sólo han realizado estudios en su país. Además, existe un progreso salarial de los inmigrantes conforme se prolonga su estancia en España, puesto que la experiencia española es más rentable que la foránea, cuya transferibilidad es, pues, limitada (de nuevo, con la excepción de los inmigrantes procedentes de países desarrollados). De forma general, el análisis muestra diferencias apreciables en el rendimiento del capital humano y el ritmo del progreso salarial en función de la zona de procedencia de los inmigrantes. Estas diferencias son importantes cuando se comparan los inmigrantes de países desarrollados con los provenientes de países menos desarrollados, pero también se dan entre las diferentes zonas geográficas que agrupan a estos últimos. Las diferencias parecen depender de la distancia económica y cultural de cada área de origen con respecto a España y del desigual dominio del idioma español que muestran los procedentes de cada una de ellas. Por último, contar con permiso de trabajo está asociado con una sustancial prima salarial positiva. El resto del trabajo se estructura en tres partes. A continuación, en el segundo apartado, se presentan las principales características de la base de datos sobre la que se desarrolla el análisis empírico y se describe la construcción de las principales variables de interés para la investigación. En el tercer apartado se describe la metodología aplicada y se presentan los resultados obtenidos. Por último, el cuarto apartado resume las principales conclusiones del trabajo.

2. La Encuesta Nacional de Inmigrantes 2007
La ENI es una encuesta elaborada por el Instituto Nacional de Estadística cuyo objetivo es proporcionar información detallada para España sobre la inmigración de carácter internacional, desarrollando aspectos complementarios a la contenida en fuentes regulares (como el Padrón Municipal, la Encuesta de Variaciones Residenciales, la Encuesta de Población Activa o el Censo de población), que cubren las características del fenómeno inmigratorio de forma
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Con todo, es obligado reconocer que esta solución no es la óptima, motivo por el cual los resultados presentados a

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parcial. El ámbito de la ENI es todo el territorio nacional y la recogida de la información se llevó a cabo entre noviembre de 2006 y febrero de 2007 sobre la base del Padrón Municipal de habitantes, siendo el período de referencia la semana anterior a la realización de la entrevista2. La muestra original de la encuesta está compuesta por aproximadamente 15.500 individuos. La ENI proporciona información detallada sobre las características sociodemográficas de los inmigrantes (entre otras, edad, sexo, nacionalidad, país de nacimiento, estado civil, nivel de estudios, situación legal en España, conocimiento de idiomas o año de llegada a España) y su situación laboral actual (existe también información sobre las características del primer empleo ocupado en España, si bien la misma es más limitada que la correspondiente al empleo actual). El rango de cuestiones asociadas a la inmigración que aborda la encuesta es en general muy amplio, abarcando, sin ánimo de ser exhaustivos, la estructura de los hogares y las características de las viviendas de los inmigrantes; sus relaciones familiares y redes sociales; las condiciones en el país de partida y su relación actual con ellos; la situación documental, así como diversos aspectos de su experiencia migratoria. La ENI considera inmigrantes a aquellos individuos nacidos en el extranjero (independientemente de su nacionalidad española o extranjera) que en el momento de realización de la entrevista cumplieran los requisitos de tener al menos 16 años y de haber residido en viviendas familiares durante un año o más (o, alternativamente, también a los que, no llevando un año en España, tuvieran la intención de residir en nuestro país durante al menos un año). La única excepción la constituyen los individuos nacidos fuera de España que posean la nacionalidad española desde el nacimiento y que en el año de su llegada no llegaran a cumplir al menos dos años de edad, en cuyo caso se considera que España es su país de origen. Esta definición de inmigrante implica, entre otras circunstancias, que se considera inmigrantes a los individuos nacidos en el extranjero que tienen nacionalidad española, mientras que no se considera como tales a los extranjeros de nacionalidad que hayan nacido en España (una circunstancia que deja fuera del análisis a los nacidos en España, hijos de inmigrantes extranjeros, incluso si su nacionalidad no es la española) ni tampoco a los emigrantes españoles retornados a nuestro país3. El salario percibido por los inmigrantes está expresado en términos mensuales y corresponde a la paga recibida en el trabajo principal expresada en términos netos (esto es, después de las deducciones, cotizaciones y otros pagos asimilados), incluyendo la parte proporcional mensual correspondiente de las pagas extraordinarias y otros ingresos
continuación deben interpretarse con cautela. 2 Pueden encontrarse más detalles sobre el contenido de la ENI, así como sobre su diseño muestral y el procedimiento de recogida de la información en la página web del Instituto Nacional de Estadística (www.ine.es). 3 El uso de esta definición basada en el país de nacimiento contrasta con la definición alternativa de inmigrante basada en la nacionalidad, empleada por lo general en los trabajos realizados previamente para el mercado de trabajo español sobre la inmigración y sus efectos (véanse, por ejemplo, Amuedo-Dorantes y de la Rica, 2007; Carrasco, Jimeno y Ortega, 2008; y Simón, Sanromá y Ramos, 2008).

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extraordinarios que son percibidos regularmente4. En el caso de los individuos encuestados que deciden no proporcionar el valor exacto de su salario, en el proceso de realización de la ENI se les da la opción de ubicar su salario en intervalos de valores preestablecidos. A los individuos con esta información alternativa se les ha imputado como salario la marca de clase del correspondiente intervalo. Cabe destacar que los mismos constituyen únicamente en torno al 15% de la muestra efectiva de asalariados que se ha empleado (cuadro A.1) y que los resultados generales del análisis empírico son robustos a la exclusión de este colectivo. Tal y como se ha destacado en la introducción, el aspecto central que examina esta investigación es el efecto de las distintas formas de capital humano sobre los ingresos salariales de los inmigrantes. Esto exige conocer si el mismo ha sido adquirido en sus países de origen o en España, así como diferenciar la acumulación de educación y de experiencia laboral. En ausencia en la ENI de información precisa sobre la edad de finalización de los estudios, la desagregación del capital humano entre los componentes foráneo y nacional se basa en una aproximación usual en la literatura. Así, tras medir la educación en años5, se parte del supuesto de que estos años de educación se cursan de forma continua a partir de una edad de entrada en el sistema escolar de 6 años hasta la finalización de los estudios, lo que permite en última instancia aproximar la edad de finalización de los estudios como la suma de los años de estudio más 66. La experiencia laboral potencial corresponde a la diferencia entre la edad del individuo y la edad de finalización de los estudios. El conocimiento del año de llegada a España permite, por su parte, imputar la parte del capital humano del inmigrante que habría sido adquirida, en cualquiera de sus dos componentes, en el país de origen y en España. Adicionalmente, también es posible diferenciar la experiencia laboral potencial en el mercado de trabajo español entre la correspondiente a experiencia laboral efectiva y a años sin empleo7. En el caso del mercado de trabajo de origen, la información
Aun cuando el salario corresponde al trabajo principal, en las estimaciones empíricas se ha introducido una variable ficticia que mide si el individuo está pluriempleado, con el fin de controlar por su posible efecto sobre los salarios. Con ligeras excepciones, esta variable tiende a presentar un coeficiente negativo y estadísticamente significativo. 5 Como es relativamente habitual, se han atribuido 0 años de educación a los individuos sin estudios formales; 3 años a los que han cursado educación primaria incompleta; 6 para educación primaria; 10 para el primer ciclo de educación secundaria; 12 para el segundo ciclo de educación secundaria; 15 para el primer ciclo de educación terciaria y 17 para el segundo ciclo de educación terciaria. 6 En ausencia de información sobre la edad exacta de finalización de los estudios, ésta constituye una aproximación estándar en la literatura (véase, por ejemplo, Friedberg, 2000). De cara a la interpretación de los resultados debe considerarse, no obstante, que la misma tiende a sobreestimar (infraestimar) los años de estudio en origen (destino). Skuterud y Su (2008) proporcionan una revisión completa de las distintas aproximaciones al cálculo del capital humano foráneo y nacional y de sus consecuencias en las estimaciones empíricas. 7 Esta distinción se ha realizado a partir de diversos supuestos y sobre la base de variables disponibles en la ENI que miden si el inmigrante aún ocupa el primer trabajo que ha tenido en España; el tiempo que tardó en conseguir su primer trabajo; el número de veces que ha estado en paro; si ha estado más de un mes en paro desde que llegó a España y el periodo de paro de mayor duración. Así, en el cálculo de la experiencia efectiva para todos los inmigrantes de forma general se ha descontado de la experiencia laboral potencial el tiempo tardado en conseguir el primer trabajo. En el caso específico de los inmigrantes que no conservan su primer empleo, se ha descontado también el tiempo que han pasado en desempleo, el cual se aproxima multiplicando la duración de su episodio de desempleo más prolongado por el número de episodios de desempleo que ha tenido en España (a su vez, en la medida en que la variable relativa a la duración del episodio de desempleo más prolongado está expresada en
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contenida en la ENI es insuficiente para calcular la experiencia laboral efectiva, por lo que se ha manejado únicamente una variable que mide si el inmigrante había trabajado en algún momento en su país de origen antes de emigrar a España y disponía, en consecuencia, de experiencia laboral efectiva previa a su llegada. Con el fin de facilitar análisis desagregados en función de la zona de origen, los inmigrantes han sido agrupados a partir de su país de nacimiento distinguiendo entre los procedentes de economías desarrolladas y de economías menos desarrolladas. Se han considerado economías desarrolladas los países de la UE-15 más Noruega, Suiza, Islandia, Chipre, Malta, los pequeños principados europeos, Estados Unidos, Canadá, Israel, Japón, Australia y Nueva Zelanda, y economías menos desarrolladas al resto. A su vez, el conjunto de economías menos desarrolladas se ha desagregado adicionalmente entre América Latina, Europa del Este y resto del mundo. Se ha elaborado, asimismo, una variable relacionada con el estatus legal de los inmigrantes, que capta aquellas situaciones documentales que permiten desarrollar un trabajo por cuenta ajena en situación legal de acuerdo con la legislación vigente en España. Se trata de una variable dicotómica que refleja una situación legal en el caso de los inmigrantes que declaran tener alguno de los siguientes documentos: autorización de residencia permanente; autorización de residencia temporal8; tarjeta de residencia comunitaria (excepto en el caso de los trabajadores rumanos y búlgaros que, a pesar de ser ciudadanos comunitarios, de forma transitoria no podían trabajar como asalariados por cuenta ajena en territorio español en el momento de realización de la ENI); estatuto de refugiado o solicitante de asilo. Se ha incluido también en esta categoría a aquellos inmigrantes con nacionalidad española o de otro país de la Unión Europea (excepto Bulgaria y Rumania) o del resto de la Asociación Europea de Libre Comercio (esto es, Liechtenstein, Islandia, Suiza y Noruega). Alternativamente, se ha considerado que no se encontraban en una situación documental que permitiera trabajar legalmente como asalariado los residentes comunitarios rumanos o búlgaros; los inmigrantes con tarjeta de estudiante; aquéllos inmigrantes que tienen la solicitud de residencia presentada o no la han presentado todavía; los que declaran no tener ningún documento o los que responden no saber qué documentos poseen. Otras variables empleadas en el análisis empírico son la jornada laboral mensual (calculada a partir de la jornada laboral semanal habitual), el sexo, el estado civil, controles regionales por comunidad autónoma, el número de hijos que conviven en el hogar, así como el dominio del
intervalos, se ha imputado como duración la marca de clase del intervalo correspondiente). La definición exacta de las variables utilizadas en el análisis empírico está disponible por parte de los autores ante su requerimiento. 8 En el caso de la autorización de residencia temporal, la misma no está acompañada necesariamente en nuestro país de un permiso de trabajo, cuya petición y concesión por parte de las autoridades son discrecionales. Cabe señalar, no obstante, que los resultados generales del análisis empírico no presentan variaciones significativas independientemente de a cuál de las dos categorías de la variable dicotómica relativa a la situación legal se asignan a los inmigrantes en esta situación.

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castellano. Ésta última es una variable dicotómica que toma el valor 1 para los individuos para los que el castellano constituye la lengua materna y para aquéllos que, no siéndolo, declaran hablarlo bien o muy bien. De la muestra original se han excluido las observaciones correspondientes a individuos con información incompleta sobre las variables de interés; con edades inferiores a 16 años o superiores a 65; con salarios mensuales netos inferiores a 200 euros o con jornadas laborales semanales habituales inferiores a 10 horas o superiores a 90. Asimismo, la muestra final excluye a los inmigrantes con nacionalidad española de nacimiento y a los inmigrantes llegados antes de 1997. La muestra final está compuesta por 4.885 inmigrantes trabajadores por cuenta ajena. El cuadro A.1 del anexo contiene los descriptivos de la muestra de la ENI. Las características de los inmigrantes cubiertos por dicha encuesta se ajustan por lo general al perfil de la inmigración reciente en nuestro país. Sin ánimo de ser exhaustivos9, se trata de inmigrantes procedentes fundamentalmente de países menos desarrollados (92,2%), en especial de América Latina (52,9%) y de Europa del Este (26,3%); hombres en mayor medida (53,4%) e individuos de edades intermedias (la edad promedio está en torno a los 34 años). Se constata, además, que el grueso de su capital humano ha sido adquirido en su país de origen (en el caso de la educación, 10,95 de los 11,1 años de educación promedio corresponden al país de origen, y en el caso de la experiencia laboral potencial, 12,67 de los 16,87 años promedio) y que su estancia en nuestro país (el promedio es de 4,35 años) mayoritariamente les conduce a acumular básicamente experiencia laboral potencial (4,2 años, de los cuáles 3,57 corresponden a experiencia laboral efectiva y 0,63 a situaciones de desempleo). Su acumulación de educación es, por el contrario, muy reducida (únicamente 0,15 años), lo cual refleja en buena medida el bajo porcentaje de inmigrantes que han cursado estudios en España. Quienes lo han hecho suponen, en concreto, el 5,5% del total de la muestra y se caracterizan por ser individuos más jóvenes y que llegaron a España a una edad más temprana que el resto de inmigrantes; tener salarios ligeramente mayores (1.017 euros); por proceder en mayor medida de países desarrollados y de América Latina; por tener menores niveles de experiencia laboral tanto en origen como en destino, así como por poseer una mayor dotación de educación (su promedio de años de educación es de 12,2 años, de los cuales 2,66 corresponden a años de estudio en España). A su vez, se observa que la mayor parte de los inmigrantes domina el castellano (82,9%); se encuentra en una situación de legalidad de cara a desempeñar un trabajo por cuenta ajena (87,5%) y goza de experiencia laboral previa en su país de origen (85,2%). El colectivo total de inmigrantes presenta, asimismo, una fuerte heterogeneidad en características en función de la zona de origen. Así, mientras que el salario mensual promedio se

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sitúa en términos netos en 955 euros, éste es de 1.402 euros para los inmigrantes de los países desarrollados y de 960 euros para los de países menos desarrollados. En el mismo sentido, se observan diferencias reseñables en las dotaciones de educación (con dotaciones comparativamente menores para los inmigrantes del resto del mundo); en el estatus legal (con una situación documental menos estable para los inmigrantes de Europa del Este) y en el dominio del castellano (particularmente bajo para los dos colectivos mencionados).

3. Evidencia empírica
El primer modelo utilizado en este trabajo para analizar el progreso económico de los inmigrantes es una ecuación salarial semilogarítmica minceriana con la forma:

wi    · ysmi  1·schi  2· potexpi f  3· potexpi f    Xi   i

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donde wi corresponde al logaritmo del salario del individuo i, la variable ysmi indica el número de años transcurridos desde el momento en que el inmigrante llegó al país de destino, la variable schi representa el número de años de estudios completados y la variable potexpfi denota el número de años de experiencia potencial en origen que, como es habitual en la literatura, se introduce de manera cuadrática. Xi es un vector que recoge otras características individuales que influyen sobre el salario mientras que, por último, i es un término de error aleatorio. Chiswick, Lee y Miller (2005) estiman la ecuación (1) con una muestra de inmigrantes en Australia. Los resultados que obtienen ponen de manifiesto un efecto positivo y significativo del tiempo transcurrido desde la llegada de los inmigrantes a dicho país sobre sus salarios, lo que les permite lograr un importante progreso económico, compatible con la hipótesis de asimilación salarial. Esta misma especificación ha sido utilizada en diferentes estudios sobre los ingresos de los inmigrantes (véase, por ejemplo, Accetturo e Infante, 2008). El cuadro 1 muestra el resultado de estimar por mínimos cuadrados ordinarios la ecuación 1 para la muestra de inmigrantes descrita en el apartado anterior utilizando como variable endógena el logaritmo del salario mensual. Además del capital humano, las restantes variables relativas a las características de los inmigrantes incluidas en la ecuación son el sexo, el

9 Puede encontrase una descripción detallada del colectivo de inmigrantes basada en la ENI en la monografía del INE Informe Encuesta Nacional de Inmigrantes (ENI-2007).

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estado civil, si dispone de permiso para trabajar legalmente en España, su zona geográfica de nacimiento y la comunidad autónoma de residencia10. Tal y como se puede observar en la primera columna del cuadro 1, los resultados obtenidos muestran un efecto positivo y significativo de los años de residencia en España sobre el salario de los inmigrantes. Cada año de residencia en España supone, en concreto, una mejora salarial del 1,4%, un incremento que puede interpretarse como evidencia favorable al progreso económico de los inmigrantes: un mayor tiempo de residencia en España implica una mejora respecto al salario recibido inicialmente. Aunque con rendimientos decrecientes, un año de experiencia potencial en origen también tiene un efecto positivo, pero modesto, sobre el salario de los inmigrantes. Los resultados de la estimación de la ecuación (1) también muestran que existe un efecto positivo y significativo de las variables relacionadas con los estudios sobre el salario de los inmigrantes. En concreto, cada año de estudio completado aumentaría el salario en un 1,8%. En términos comparativos se trata de una rentabilidad notablemente inferior a la de los trabajadores nativos, que según estimaciones obtenidas a partir de la Encuesta de Estructura Salarial 2006 se situaría en un 4%11. Tal y como señalan Chiswick (1978), Chiswick y Miller (1985) y Friedberg (2000), entre muchos otros, este menor rendimiento podría explicarse por la menor calidad (real o percibida) de los estudios de los inmigrantes, la transferibilidad imperfecta o un dominio incompleto del idioma en el país de destino. Un resultado novedoso en la literatura española sobre inmigración es la posibilidad de cuantificar la penalización salarial que sufren los inmigrantes que trabajan sin la documentación legal necesaria. Los resultados de la primera columna del cuadro 1 señalan que la diferencia es de un 15,1% a favor de los inmigrantes documentados en relación a un inmigrante de similares características pero en situación irregular. Accetturo e Infante (2008) obtienen una diferencia salarial algo superior (unos 20 puntos porcentuales) en el caso de Lombardía. En el caso español, la mayor remuneración debe estar relacionada con las características de los empleos mínimamente cualificados de la agricultura y la construcción que se ven obligados a desempeñar mayoritariamente los trabajadores sin permiso legal para trabajar, así como con su menor poder
Otros controles incluidos en la regresión son la jornada laboral mensual (en logaritmos), si está ocupado en más de un empleo y si ha informado de su salario en intervalos de valores preestablecidos. Los resultados completos de todas las estimaciones presentadas en el trabajo están disponibles previa petición a los autores. 11 Ante la no disponibilidad de literatura empírica reciente sobre la rentabilidad de los estudios en España, se ha obtenido la mencionada estimación a partir de la Encuesta de Estructura Salarial 2006 (EES-2006) y con controles similares a los incorporados en la estimación con los inmigrantes de la ENI-07. Las comparaciones deben ser tomadas con las lógicas precauciones debido a que ambas encuestas son operaciones estadísticas con finalidades y metodologías distintas. Así, por ejemplo, la ENI-07 es una encuesta a hogares mientras que la EES-2006 es una encuesta dirigida a empresas que facilitan información sobre sus trabajadores. Además, los conceptos salariales utilizados en ambas encuestas también difieren (mientras que en la ENI-07 se dispone de información sobre el salario neto, la EES-2006 facilita información sobre el salario bruto). Debe destacarse, no obstante, que las
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negociador. Puede colaborar asimismo a la brecha estimada la mayor adaptabilidad al mercado laboral español de los inmigrantes legales.
Cuadro 1 Logaritmo del salario mensual Modelo (1) Modelo (2) Modelo (3) Modelo (3) Estudios España -0,0709 [0,101] Modelo (3) No estudios España 0,150*** [0,0157]

Situación legal Años de residencia en España Años de estudio Años de estudio en España Años de estudio en origen Experiencia potencial en España Experiencia potencial en España2 Experiencia efectiva en España Experiencia efectiva en España2 Años de desempleo en España Experiencia potencial en origen Experiencia potencial en origen2 Experiencia laboral en origen

0,141*** [0,0152] 0,0141*** [0,00250] 0,0177*** [0,00166]

0,141*** [0,0156]

0,142*** [0,0155]

0,0332*** [0,00747] 0,0176*** [0,00166] 0,0140* [0,00817] 9,76E-06 [0,000879]

0,0369*** [0,00746] 0,0172*** [0,00166]

0,0871*** [0,0218] 0,0445*** [0,00869]

0,0160*** [0,00170]

0,00676*** [0,00177] -0,000190*** [5,08e-05]

0,00679*** [0,00177] -0,000191*** [5,10e-05]

0,0239*** [0,00736] -0,00094 [0,000863] -0,0036 [0,00501] 0,00622*** [0,00176] -0,000185*** [5,04e-05] 0,0313** [0,0142] 4.885 0,456

-0,00387 [0,0353] 0,00734 [0,00646] -0,0256 [0,0184] 0,0163** [0,00737] -0,000380* [0,000202] -0,106 [0,0724] 271 0,582

0,0206*** [0,00769] -0,000665 [0,000892] -0,00414 [0,00524] 0,00535*** [0,00182] -0,000166*** [5,22e-05] 0,0301** [0,0143] 4.614 0,455

Número de observaciones R2 ajustado

4.885 0,453

4.885 0,453

Nota: Las estimaciones por mínimos cuadrados ordinarios de la ecuación salarial también incluyen controles relativos al sexo, al estado civil, a la situación legal, a la zona geográfica de procedencia, a la jornada laboral mensual, a si se trata de un trabajador pluriempleado y a la comunidad autónoma de residencia, así como la lambda de Heckman. ***, ** y * indican que el coeficiente estimado es significativamente distinto de cero al 1%, 5%, y 10% respectivamente.

Los resultados relativos a los restantes controles son los habituales en la literatura. Existe un diferencial salarial favorable a los varones en relación a las mujeres y una prima salarial para los inmigrantes casados. Asimismo, las diferencias salariales son importantes según zona de origen en función de la distancia económica y cultural de cada una de ellas con respecto a España y también del desigual dominio del idioma español de los procedentes de cada una de ellas. En concreto, existe un diferencial negativo con respecto a los inmigrantes de países desarrollados de
estimaciones de los rendimientos de los años de estudio para los inmigrantes son muy similares en ambos casos: 1,8% según la ENI-07 y 2,0% según la EES-2006.

12

un 23,3% en el caso de los originarios de países de América Latina; de un 20,9% en el de los de Europa del Este, y de un 29,7% en el de los procedentes del resto del mundo, los peor situados en el mercado laboral español. Una última cuestión a destacar es que en la estimación del modelo se ha tenido en cuenta la posible existencia de sesgo de selección en el empleo, motivo por el cual se ha aplicado el procedimiento en dos etapas propuesto por Heckman. Los resultados obtenidos al aplicar la primera etapa de dicho procedimiento se muestran en el cuadro A.2 del anexo. Las variables incluidas en el modelo de elección discreta que actúan como restricciones de exclusión han sido el número de hijos que conviven en el hogar y el dominio del castellano. La lambda de Heckman (obtenida a partir de estos resultados como la inversa de la ratio de Mills) se ha introducido como una variable explicativa más en la ecuación (1). Ni en éste ni en ninguno de los restantes modelos estimados se ha obtenido evidencia favorable a la significación estadística de la lambda, un resultado habitual en la literatura sobre inmigración y que puede explicarse por las restricciones de liquidez de los inmigrantes recientemente llegados, los cuales se ven obligados a aceptar los empleos disponibles sin posibilidad de elección (véase, por ejemplo, Friedberg, 2000). Dada la importancia del capital humano para explicar los ingresos salariales de los inmigrantes y su progreso, en el resto del epígrafe se profundiza en el análisis de este aspecto central. Una cuestión destacada que puede condicionar la interpretación de los resultados asociados a las variables relacionadas con el capital humano en la ecuación (1) es la presencia de una estrecha relación entre años de residencia en España, años de estudio y años de experiencia potencial de los inmigrantes. En concreto, y tal y como señalan Borjas (1999), Friedberg (2000) y más recientemente Skuterud y Su (2008), dicha ecuación es una especificación restringida de un modelo más amplio donde se permite que el rendimiento de los estudios y de la experiencia sean distintos para aquellos años de estudios y de experiencia adquiridos en el país de origen y aquéllos adquiridos en el país de destino. En concreto, el coeficiente  del modelo (1) capturaría el efecto de la inversión en capital humano realizada en el país de destino (en este caso, España), mientras que los coeficientes asociados a años de estudio y experiencia potencial estarían afectados por la composición relativa del capital humano en origen y destino. Por ese motivo, resulta conveniente ampliar el modelo de la ecuación (1) de la siguiente manera:

wi    1h ·schih  1f ·schi f  2h · potexpih  3h · potexpih  
2

 2f · potexpi f  3f · potexpi f     Xi   i
2

(2)

donde el superíndice h hace referencia al capital humano, cualquiera que sea su modalidad, adquirido en el país de destino y el superíndice f hace referencia al adquirido en el país de origen. 13

La segunda columna del cuadro 1 recoge los resultados de la estimación de la ecuación (2). A partir de estas estimaciones se puede comprobar cómo la rentabilidad marginal de un año de estudio en España (3,3%) es superior a la de los realizados en origen (1,8%), siendo la diferencia entre ambos coeficientes estadísticamente significativa al 5%. Obsérvese que la rentabilidad marginal de los estudios cursados en España por los inmigrantes se sitúa relativamente mucho más cerca del 4% estimado para los nativos con los microdatos de la EES2006. En todo caso, la menor rentabilidad de la educación formal realizada en el extranjero indica que existe una limitada transferibilidad al mercado de trabajo español de los estudios cursados en origen por los inmigrantes recientes, conclusión previamente alcanzada por Sanromá, Ramos y Simón (2008). El rendimiento de un año de experiencia potencial en España es del 1,4%, resultado que indica la existencia de progreso salarial. La experiencia potencial en origen tiene una rentabilidad marginal del 0,7% en el mercado de trabajo español. Esta rentabilidad es inferior a la de la experiencia acumulada en España, lo cual pone de manifiesto que la transferibilidad de la experiencia en origen al mercado de trabajo español sería limitada. Pese a ello, este resultado destaca favorablemente, ya que la evidencia hallada para países como Israel (Friedberg, 2000), Canadá (Schaafsma y Sweetman, 2001) y Estados Unidos (Kossoudji, 1989) revela una nula o casi nula rentabilidad de la experiencia en origen. Estudios recientes como Skuterud y Su (2008) han señalado la conveniencia de distinguir, adicionalmente, entre la experiencia efectiva y la experiencia potencial. Como se ha señalado previamente, la disponibilidad en la ENI de información sobre el historial laboral de los inmigrantes tras su llegada a España ha permitido separar los años de experiencia potencial en España entre años de experiencia efectiva (effexph) y años de desempleo e inactividad (unemph). Además, se conoce si el inmigrante ha tenido un empleo en su país, lo cual permite introducir una variable ficticia (jobf) que trata de captar este efecto sobre el salario. De este modo, el modelo empírico puede ampliarse considerando dicha desagregación:

wi    1h ·schih  1f ·schi f  2h ·effexpih  3h ·effexpih   4h  unempih 
2

 2f · potexpi f  3f · potexpi f   4f · jobi f    Xi   i
2

(3)

La tercera columna del cuadro 1 recoge los resultados de la estimación de dicha ecuación. La primera novedad de esta estimación es que permite separar el efecto de los años realmente trabajados en España de los años en situación de desempleo e inactividad. El primer resultado a destacar en este sentido es que el rendimiento de la experiencia efectiva en España pudiera ser superior al de la experiencia potencial: 2,4% y 1,4%, respectivamente (aunque la diferencia entre 14

ambos coeficientes no es estadísticamente significativa a los niveles habituales). En tal caso, este resultado sugeriría que la mejora salarial que se produce para los inmigrantes durante su estancia en España está asociada en buena medida al desempeño de una actividad laboral, y que es básicamente esta circunstancia la que permite acumular conocimientos y desarrollar habilidades útiles adaptadas al mercado de trabajo español. Los períodos de desempleo o inactividad en España no parecen tener ningún impacto estadísticamente significativo sobre el salario de los inmigrantes. Ello parece indicar que la adquisición de habilidades y el desarrollo de relaciones sociales tiene lugar preferentemente en el ámbito laboral. Aunque el signo es negativo, al no ser estadísticamente significativo a los niveles convencionales, tampoco supone una penalización salarial como, por otra parte, podría esperarse en función de la evidencia para otros países (Bratsberg, Barth y Raaum, 2006). Una posible razón de ello sería que tales períodos de desempleo son en general breves –lo que minimiza el efecto obsolescencia– a causa de la elevada rotación existente en el mercado de trabajo español, de la intensidad con la que los inmigrantes buscan empleo y de la fase de intensa contratación a la que se limita este estudio. La segunda diferencia de este modelo respecto al anterior es la presencia de una variable ficticia que refleja el hecho de haber trabajado en origen. La variable es estadísticamente significativa a los niveles convencionales, poniendo de relieve que los inmigrantes que habían trabajado en su país de origen cobran un plus salarial adicional del 3,2%. La existencia de la prima salarial indica una mayor productividad como resultado de la experiencia efectiva adquirida en origen; pero su reducida dimensión recuerda la limitada transferibilidad al mercado laboral español de la mayor parte de las habilidades aprendidas en otros entornos. En lo referente a la educación, en este tercer modelo se obtiene, al igual que en el anterior, que la rentabilidad de los estudios realizados en España (3,7%) es superior a la de los cursados en origen (1,7%), siendo la diferencia estadísticamente significativa a los niveles convencionales. En el modelo (3) se ha impuesto la restricción de que el coeficiente de los años de estudio en origen sea necesariamente igual para todos los inmigrantes. En cambio, la evidencia aportada por Bratsberg y Ragan (2002) sugiere que dicho coeficiente de los años de estudio en origen puede ser distinto para los inmigrantes que han cursado estudios en España y los que sólo han estudiado en su país, viniendo directamente a trabajar. A fin de superar dicha restricción y contrastar la posibilidad de que los estudios en España mejoren la rentabilidad de los estudios en origen se ha procedido a estimar este mismo modelo (3) de forma separada para ambos colectivos: los inmigrantes que han completado sus estudios en España y los que no lo han hecho. Los resultados de las columnas 4 y 5 del cuadro 1 ponen de relieve que efectivamente existe una notable diferencia (estadísticamente significativa) entre el rendimiento de los estudios 15

realizados en origen de ambas muestras. Para los que únicamente estudiaron en su país la rentabilidad (1,6%) es mucho menor que la de los que cursaron estudios en España (4,5%). Este resultado pone de manifiesto que la rentabilidad de los estudios realizados en origen por los inmigrantes que prosiguieron sus estudios en España no es sustancialmente diferente de la estimada para los nativos. Además, para este grupo de inmigrantes los estudios realizados en España presentan una muy elevada rentabilidad. Así pues, esta evidencia va en la misma dirección que la obtenida por Bratsberg y Ragan (2002) y parece confirmar su conclusión de que realizar estudios en destino revalida la formación reglada cursada en origen, poniéndola en valor en el mercado de trabajo de destino. Un aspecto de interés destacado en la literatura es la existencia de diferencias en los salarios y demás resultados laborales de los inmigrantes en función de sus zonas geográficas de origen. Con el fin de valorar si estas diferencias están relacionadas con distintas rentabilidades de las componentes del capital humano de los inmigrantes de distintas procedencias se ha estimado la ecuación (3) de forma separada según sus zonas de origen. Se ha distinguido para ello entre economías desarrolladas y menos desarrolladas y, dentro de éstas, se ha desagregado adicionalmente entre América Latina, Europa del Este y resto del mundo, las únicas zonas geográficas que presentan un tamaño muestral suficiente. Los resultados se presentan en el cuadro 2. Los resultados correspondientes a los inmigrantes de los países desarrollados muestran una elevada rentabilidad de los estudios para este colectivo, tanto para los cursados en España (4,9%) como para los adquiridos en origen (en torno al 6%). Esta rentabilidad se sitúa, especialmente en el último caso, ligeramente por encima de la obtenida por los nativos según las estimaciones con la EES-2006. Esta evidencia revela una muy elevada transferibilidad de los estudios cursados en los países desarrollados de Europa occidental y América del norte, así como un importante rendimiento derivado de realizar estudios en España. Sin embargo, no se observa para estos inmigrantes un efecto positivo estadísticamente significativo de la experiencia efectiva en el mercado laboral español y, además, existe una clara penalización salarial en caso de que se produzcan episodios de desempleo o inactividad. El resultado concuerda con el hecho destacado de que la rentabilidad de los estudios en origen para este colectivo sea incluso superior a la estimada para los nativos. De hecho, Simón, Sanromá y Ramos (2008) encuentran que el diferencial salarial entre los nativos y los inmigrantes procedentes de economías desarrollados es favorable para este colectivo. Así pues, parece razonable que su progreso económico no se produzca o sea inferior al de otros colectivos. Este resultado no es nuevo en la literatura y se conoce como “desasimilación” o “asimilación negativa”. Por ejemplo, Chiswick y Miller (2008) encuentran que los inmigrantes procedentes de países de habla anglosajona empeoran con respecto a su situación inicial a medida que transcurre su estancia en Estados Unidos. Bell (1997), 16

Dustman et al. (2003) y Clark y Lindley (2009) obtienen evidencia similar para los inmigrantes de raza blanca en el Reino Unido. Por último, la experiencia acumulada en origen, en cambio, tiene un rendimiento positivo importante, lo cual revela claramente su completa transferibilidad al mercado laboral español, sin que se detecten diferencias por el hecho de haber desempeñado un empleo en origen. Los resultados para los inmigrantes procedentes de países menos desarrollados muestran un efecto positivo sobre los salarios de los años de estudio tanto en origen como en destino, así como de la experiencia efectiva en España y potencial en origen. Sin embargo, la rentabilidad en el mercado laboral español de cada uno de estos componentes del capital humano es distinta. Así, los estudios cursados en España tienen un rendimiento (3,8%) equivalente al estimado para los nativos con la EES-2006, pero muy superior al de los estudios realizados en origen (1,5%). Esta baja rentabilidad marginal de los estudios realizados en países de menor desarrollo refleja su menor transferibilidad. Lo mismo ocurre con la experiencia en origen respecto a la experiencia (efectiva) adquirida en España: un año de trabajo en España tiene un mayor rendimiento salarial que un año de experiencia en origen. Ahora bien, haber trabajado en su país lleva a percibir un salario un 4,4% más elevado en el mercado laboral español. Los resultados para las diferentes zonas de los países menos desarrollados ponen de relieve que en los tres ámbitos geográficos analizados la rentabilidad marginal de los estudios cursados en España es superior a la de los realizados en origen, lo cual de nuevo revela la limitada transferibilidad de los estudios foráneos. En términos comparativos, la evidencia demuestra que el rendimiento de los estudios realizados en España es mayor para los inmigrantes procedentes de América Latina (4,4%) y de Europa del Este (3,6%) que para los procedentes del resto del mundo (2,4%). Exactamente igual sucede con la rentabilidad de los estudios realizados en el país de origen, que es inexistente si proceden de la zona resto del mundo. El hecho de compartir el idioma, en el caso de la gran mayoría de inmigrantes de América Latina, y la menor distancia cultural, en el de los europeos del Este con respecto a los del resto del mundo, podrían ser algunos de los posibles factores explicativos de este resultado. Además, las diferencias en el rendimiento de los estudios en España podrían estar relacionadas con la existencia de discriminación en el mercado de trabajo español. Igualmente, podrían estar reflejando el efecto limitador, o cuanto menos condicionante, que podrían ejercer sobre el aprovechamiento de los estudios realizados en España haber cursado estudios en origen de baja calidad (recuérdese que el coeficiente asociado a esta variable no es significativo para los inmigrantes procedentes del resto de mundo). En lo que se refiere a la experiencia laboral en origen, únicamente se encuentra un efecto positivo sobre los salarios para los inmigrantes procedentes de América Latina, pero no para los de Europa del Este y resto del mundo. Además, el hecho de haber trabajado realmente en origen 17

únicamente supone un mayor salario (4,5%) para los latinoamericanos. La nula rentabilidad de la experiencia en origen –y no sólo potencial– para los inmigrantes procedentes de países de menor desarrollo (y su nula portabilidad) ya se ha comentado que es un resultado habitual en la literatura. La distancia económica, tecnológica, cultural e idiomática entre países de origen y destino se traduce en unos conocimientos y habilidades desajustados a los requerimientos del mercado de trabajo desarrollado, español en este caso. Precisamente, la diferencia entre América Latina –rentabilidad reducida pero positiva– y los restantes países puede explicarse, en parte al menos, por el dominio del idioma que muestran los inmigrantes latinoamericanos. En cualquier caso, se trata de un resultado ya destacado en estudios previos (por ejemplo, Sanromá, Ramos y Simón, 2008). La experiencia laboral efectiva en España tiene únicamente una rentabilidad marginal positiva y significativa para los inmigrantes procedentes de América Latina12. En cambio, la experiencia efectiva en España no es estadísticamente distinta de cero para el resto de inmigrantes. Sanromá, Ramos y Simón (2008) ya obtuvieron cierta evidencia de ausencia de asimilación en sobreeducación para inmigrantes subsaharianos y asiáticos, de manera que no resultaría sorprendente la inexistencia de progreso salarial a medida que se adquiere experiencia en España para los inmigrantes del resto del mundo aquí estimada. En cambio, la ausencia de progreso salarial y, por ende, de asimilación entre los inmigrantes de Europa del Este en el mercado de trabajo español es un resultado poco concluyente en la literatura. Mientras que Fernández y Ortega (2008) no hallan mejora en términos de sobreeducación, Sanromá, Ramos y Simón (2008) obtienen evidencia favorable a la misma. Sin duda, se trata de un aspecto suficientemente interesante –más aún tras la llegada masiva de inmigrantes de Europa del Este en los últimos años– que habría que analizar en mayor detalle en investigaciones futuras que incidieran, entre otras cuestiones, en el progreso ocupacional de los inmigrantes y en el análisis de sus determinantes.

12 El elevado valor del coeficiente (0,035), claramente superior al 0,012 estimado para los nativos en la EES-2006, tiende a confirmar la posibilidad de que exista un proceso de asimilación salarial para los inmigrantes latinoamericanos.

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Cuadro 2 Logaritmo del salario mensual Situación legal Años de estudio en España Años de estudio en origen Experiencia efectiva en España Experiencia efectiva en España2 Años de desempleo en España Experiencia potencial en origen Experiencia potencial en origen2 Experiencia laboral en origen Países desarrollados 0,182** [0,0813] 0,0486* [0,0278] 0,0596*** [0,00766] 0,0311 [0,0303] -0,00176 [0,00357] -0,111*** [0,0244] 0,0178** [0,00865] -0,00019 [0,000252] -0,0274 [0,0622] 381 0,506 Países menos desarrollados 0,130*** [0,0156] 0,0381*** [0,00804] 0,0148*** [0,00167] 0,0242*** [0,00778] -0,00111 [0,000883] -0,00373 [0,00486] 0,00391** [0,00175] -0,000130*** [4,93e-05] 0,0426*** [0,0155] 4.504 0,446 América Latina 0,136*** [0,0214] 0,0435*** [0,00989] 0,0175*** [0,00213] 0,0354*** [0,00997] -0,0019 [0,00120] 0,00539 [0,00629] 0,00932*** [0,00236] -0,000258*** [6,59e-05] 0,0436** [0,0207] 2.586 0,437 Europa del Este 0,133*** [0,0239] 0,0357** [0,0179] 0,0109*** [0,00329] 0,0122 [0,0150] 0,000148 [0,00182] -0,016 [0,00976] 0,00217 [0,00343] -0,000126 [9,75e-05] 0,0334 [0,0288] 1.286 0,545 Resto del mundo 0,245*** [0,0457] 0,0243* [0,0146] 0,00417 [0,00329] -0,00979 [0,0178] 0,00222 [0,00192] -0,000421 [0,00938] -0,00667 [0,00493] 0,000116 [0,000149] 0,0396 [0,0309] 632 0,384

Observaciones R2 ajustado

Nota: Las estimaciones por mínimos cuadrados ordinarios de la ecuación salarial también incluyen controles relativos al sexo, al estado civil, a la situación legal, a la zona geográfica de procedencia, a la jornada laboral mensual, a si se trata de un trabajador pluriempleado y a la comunidad autónoma de residencia, así como la lambda de Heckman. ***, ** y * indican que el coeficiente estimado es significativamente distinto de cero al 1%, 5%, y 10% respectivamente.

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Un último resultado a destacar es que hallarse en situación legal tiene un impacto positivo en los salarios de los inmigrantes procedentes de todas las zonas geográficas. La diferencia salarial a favor de los inmigrantes con permiso para trabajar oscila entre el 14,2% en el caso de los europeos del Este y el 27,8% en los procedentes del resto del mundo. La cuantiosa penalización salarial estimada para los inmigrantes africanos y asiáticos indocumentados –claramente superior a la existente entre los procedentes de otros orígenes– puede estar reflejando tanto un peor tratamiento laboral por parte de sus empleadores como un riesgo de marginación social.

4. Conclusiones
El objetivo de este trabajo ha consistido en analizar la rentabilidad del capital humano de los inmigrantes recientes en España distinguiendo el origen de cada uno de sus componentes. Se trata de un análisis totalmente novedoso para la economía española. Para ello, se ha utilizado la amplia información estadística, de reciente disponibilidad, facilitada por la Encuesta Nacional de Inmigrantes realizada por el INE. Dicha fuente de datos ha permitido separar la educación cursada en origen de la realizada en destino, dividir los años de experiencia entre los transcurridos en origen y en España, así como realizar una buena aproximación a la desagregación de la experiencia laboral de los inmigrantes en España entre experiencia efectiva y años sin empleo, a la vez que identificar los inmigrantes con experiencia laboral efectiva en su país de origen. A partir de esta información ha sido posible analizar de forma detallada la influencia que los distintos tipos de capital humano, tanto foráneo como nacional, tienen sobre los salarios de los inmigrantes. Los resultados obtenidos permiten afirmar que la rentabilidad de los años de estudio en España es claramente superior a la de los realizados en origen y se sitúa cerca de la estimada para los nativos con los microdatos de la Encuesta de Estructura Salarial 2006. La menor rentabilidad de la educación formal realizada en el extranjero indica que su transferibilidad al mercado de trabajo español es limitada para los inmigrantes recientes. Ahora bien, la evidencia obtenida demuestra que realizar estudios en España potencia los cursados en origen, adaptándolos totalmente al mercado de trabajo español, de manera que su rendimiento salarial es similar al de los estudios realizados por los nativos. El rendimiento de un año de experiencia potencial en España pone de manifiesto la existencia de un progreso salarial destacado, mientras que la experiencia potencial adquirida por los inmigrantes en su país de origen tiene una rentabilidad marginal claramente inferior, lo cual remite de nuevo a la limitada transferibilidad del capital humano entre países de diferente nivel de 20

ingreso. No obstante, haber trabajado en origen permite acceder a un mayor salario en España. El rendimiento de la experiencia efectiva en España pudiera ser superior al de la experiencia potencial, sugiriendo que el progreso salarial que se produce para los inmigrantes durante su estancia en España está asociado al desempeño de una actividad laboral. En cambio, los períodos de búsqueda de empleo o inactividad no tienen ningún impacto positivo sobre el salario de los inmigrantes. Los resultados correspondientes a los inmigrantes de los países desarrollados muestran una elevada rentabilidad de los estudios para este colectivo, siendo prácticamente igual si se han cursado en España o en origen. En cambio, su salario no mejora con la acumulación de experiencia en España, lo que resulta coherente con la existencia de una “asimilación negativa” detectada en algunos trabajos realizados para otras economías. Los resultados para los inmigrantes procedentes de países menos desarrollados muestran un efecto de los distintos componentes de su capital humano sobre los salarios siempre positivo pero desigual. Así, los estudios cursados en España tienen un rendimiento muy superior al de los estudios realizados en origen. Lo mismo ocurre con la experiencia en origen respecto a la experiencia efectiva adquirida en España. Haber trabajado en origen supone percibir una prima salarial reducida. En términos comparativos, la evidencia sugiere que la rentabilidad tanto de los estudios realizados en España como de los estudios en origen es mayor para los inmigrantes procedentes de América Latina y de Europa del Este que para los procedentes del resto del mundo. La experiencia laboral en origen –tanto potencial como efectiva– únicamente tiene un efecto positivo sobre los salarios para los inmigrantes de América Latina, indicando una portabilidad limitada pero positiva. La experiencia laboral efectiva en España tiene únicamente una rentabilidad marginal positiva para los inmigrantes procedentes de Latinoamérica. El elevado valor del coeficiente, claramente superior al de los nativos, confirma la posibilidad de que exista un proceso de asimilación salarial para estos inmigrantes. En cambio, no se encuentra evidencia de progreso salarial para el resto de inmigrantes. Un resultado novedoso en la literatura española sobre inmigración es la cuantificación de la penalización salarial que sufren los inmigrantes que trabajan sin la documentación legal necesaria. Los resultados del trabajo señalan que la diferencia es de un 15% a favor de los inmigrantes documentados en relación a un inmigrante de similares características pero en situación irregular, brecha que se amplía hasta casi el 28% en el caso de los indocumentados africanos y asiáticos.

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Anexo
Cuadro A.1
Estudios Países en desarrollados España 1017,4 (527,0) 0,480 0,351 29,65 (8,90) 0,432 (0,795) 0,926 24,28 (9,11) 5,37 (2,01) 12,22 (3,04) 9,56 (3,38) 2,66 (0,97) 11,43 (8,05) 8,72 (8,44) 2,71 (1,85) 2,08 (1,76) 0,63 (1,11) 0,945 0,572 39,90 (10,62) 0,055 0,140 0,100 0,900 0,576 0,181 0,144 0,063 0,022 0,018 0,041 0,033 0,030 0,026 0,030 0,203 0,092 0,030 0,011 0,188 0,044 0,114 0,030 0,022 271 1402,3 (1001,5) 0,562 0,373 34,92 (8,58) 0,488 (0,797) 0,690 30,85 (8,65) 4,08 (2,54) 12,13 (3,54) 11,93 (3,57) 0,20 (0,79) 16,79 (9,28) 12,91 (9,26) 3,88 (2,54) 3,54 (2,47) 0,34 (0,78) 0,997 0,882 39,48 (10,13) 0,055 0,265 1,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,105 0,024 0,021 0,102 0,097 0,013 0,026 0,010 0,142 0,102 0,026 0,013 0,126 0,042 0,084 0,045 0,021 381 Países menos desarrollados Resto América Europa Total del Latina del Este mundo 960,5 963,3 957,9 954,5 (442,7) (491,7) (399,5) (288,0) 0,532 0,474 0,512 0,810 0,504 0,470 0,549 0,549 33,90 34,34 33,64 32,59 (8,59) (8,69) (8,98) (7,06) 0,690 0,758 0,616 0,559 (0,947) (0,992) (0,803) (1,007) 0,839 0,985 0,672 0,584 29,52 29,93 29,75 27,39 (8,50) (8,63) (8,76) (7,00) 4,37 4,41 3,89 5,20 (2,08) (2,05) (1,91) (2,22) 11,01 11,19 11,35 9,63 (3,15) (3,08) (2,65) (3,89) 10,87 11,03 11,26 9,44 (3,17) (3,10) (2,66) (3,93) 0,14 0,16 0,09 0,19 (0,64) (0,65) (0,48) (0,81) 16,88 17,16 16,29 16,96 (8,98) (9,20) (9,08) (7,70) 12,65 12,90 12,49 11,96 (8,79) (9,02) (8,89) (7,47) 4,23 4,26 3,80 5,00 (2,09) (2,08) (1,92) (2,20) 3,58 3,65 3,20 4,03 (2,16) (2,15) (2,02) (2,40) 0,65 0,60 0,60 0,97 (1,10) (1,06) (0,98) (1,40) 0,861 0,891 0,767 0,932 0,854 0,878 0,863 0,741 41,48 41,54 41,01 42,24 (10,75) (11,14) (10,99) (8,31) 0,060 0,068 0,061 0,025 0,140 0,138 0,128 0,169 0,000 0,000 0,000 0,000 1,000 1,000 1,000 1,000 0,574 1,000 0,000 0,000 0,286 0,000 1,000 0,000 0,140 0,000 0,000 1,000 0,058 0,049 0,069 0,070 0,050 0,030 0,078 0,071 0,018 0,024 0,010 0,008 0,059 0,073 0,034 0,054 0,030 0,041 0,010 0,027 0,028 0,035 0,027 0,003 0,040 0,030 0,062 0,035 0,062 0,036 0,131 0,027 0,124 0,134 0,080 0,176 0,083 0,067 0,113 0,090 0,019 0,018 0,020 0,019 0,018 0,026 0,005 0,009 0,149 0,172 0,138 0,079 0,094 0,099 0,058 0,147 0,089 0,100 0,068 0,092 0,027 0,033 0,016 0,024 0,051 0,034 0,080 0,062 4.504 2.586 1.286 632

Descriptivos de la muestra
Salario mensual Hombre Casado Edad Hijos que conviven Dominio del idioma Edad de llegada a España Años de residencia en España Años de estudio Años de estudio en origen Años de estudio en España Experiencia potencial Experiencia potencial en origen Experiencia potencial en España Experiencia efectiva Años de desempleo Situación legal Experiencia laboral en origen Jornada laboral mensual Pluriempleado Salario imputado País de origen desarrollado País de origen menos desarrollado América Latina Europa del Este Resto del mundo Andalucía Aragón Asturias Baleares Canarias Cantabria Castilla y León Castilla-La Mancha Cataluña Comunidad Valenciana Extremadura Galicia Madrid Murcia Navarra País Vasco Rioja Observaciones

Total 995,0 (522,2) 0,534 0,494 33,98 (8,59) 0,674 (0,938) 0,827 29,62 (8,52) 4,35 (2,12) 11,10 (3,19) 10,95 (3,22) 0,15 (0,65) 16,87 (9,00) 12,67 (8,82) 4,20 (2,13) 3,57 (2,19) 0,63 (1,08) 0,872 0,856 41,33 (10,71) 0,060 0,150 0,078 0,922 0,529 0,263 0,129 0,061 0,047 0,018 0,063 0,035 0,027 0,039 0,058 0,126 0,085 0,019 0,017 0,147 0,090 0,089 0,028 0,049 4.885

Nota: Los valores en la tabla corresponden al promedio de las variables (en el caso de las de carácter continuo, entre paréntesis aparece la desviación estándar).

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Cuadro A.2 Años desde la llegada a España Años de estudio Años de estudio en España Años de estudio en origen Experiencia potencial Experiencia potencial2 Experiencia potencial en España Experiencia potencial en España2 Experiencia efectiva en España Experiencia efectiva en España2 Años de desempleo en España Experiencia potencial en origen Experiencia potencial en origen2 Experiencia laboral en origen Situación legal Logaritmo de la jornada laboral mensual Pluriempleado Salario imputado Lambda América Latina Europa del Este Resto del mundo Hombre Casado Hijos que conviven Dominio del idioma Constante Observaciones Pseudo R2 / R2 ajustado 0,405*** [0,0521] 0,619*** [0,0571] 0,0718 [0,0608] 0,503*** [0,0316] -0,129*** [0,0335] -0,108*** [0,0173] 0,358*** [0,0424] -2,684*** [0,515] 8.585 0,128 0,375*** [0,0417] 0,306*** [0,0444] 0,00676*** [0,00177] -0,000190*** [5,08e-05] 0,141*** [0,0152] 0,562*** [0,0207] -0,0442** [0,0201] 0,00132 [0,0160] -0,0157 [0,0235] -0,265*** [0,0249] -0,235*** [0,0262] -0,353*** [0,0258] 0,290*** [0,0112] 0,0216** [0,00948] 0,00679*** [0,00177] -0,000191*** [5,10e-05] 0,141*** [0,0156] 0,562*** [0,0207] -0,0442** [0,0201] 0,00135 [0,0160] -0,0161 [0,0237] -0,265*** [0,0250] -0,235*** [0,0263] -0,353*** [0,0258] 0,290*** [0,0112] 0,0217** [0,00950] 0,0813*** [0,00570] -0,00179*** [0,000122] 0,0140* [0,00817] 9,76E-06 [0,000879] 0,0239*** [0,00736] -0,00094 [0,000863] -0,0036 [0,00501] 0,00622*** [0,00176] -0,000185*** [5,04e-05] 0,0313** [0,0142] 0,142*** [0,0155] 0,558*** [0,0205] -0,0478** [0,0201] 0,000207 [0,0161] 0,00168 [0,0247] -0,259*** [0,0249] -0,227*** [0,0262] -0,340*** [0,0259] 0,288*** [0,0111] 0,0224** [0,00951] Probit 0,0338*** [0,00789] 0,0114** [0,00503] Ecuación (1) 0,0141*** [0,00250] 0,0177*** [0,00166] Ecuación (2) Ecuación (3)

0,0332*** [0,00747] 0,0176*** [0,00166]

0,0369*** [0,00746] 0,0172*** [0,00166]

4,461*** [0,130] 4.885 0,453

4,461*** [0,132] 4.885 0,453

4,456*** [0,124] 4,885 0,456

Nota: Todas las estimaciones incluyen controles adicionales relativos a la comunidad autónoma de residencia.

25

Cuadro A.3 Países desarrollados 0,0486* [0,0278] 0,0596*** [0,00766] 0,0311 [0,0303] -0,00176 [0,00357] -0,111*** [0,0244] 0,0178** [0,00865] -0,00019 [0,000252] -0,0274 [0,0622] 0,182** [0,0813] 0,790*** [0,0816] -0,0466 [0,0920] 0,192*** [0,0616] -0,0264 [0,0594] 0,193*** [0,0502] 0,0214 [0,0472] 2,830*** [0,386] 381 0,506 Países menos desarrollados 0,0381*** [0,00804] 0,0148*** [0,00167] 0,0242*** [0,00778] -0,00111 [0,000883] -0,00373 [0,00486] 0,00391** [0,00175] -0,000130*** [4,93e-05] 0,0426*** [0,0155] 0,130*** [0,0156] 0,539*** [0,0205] -0,0476** [0,0202] -0,0368** [0,0162] -0,0151 [0,0343] 0,275*** [0,0113] 0,0235** [0,00956] 4,268*** [0,124] 4504 0,446 América Latina 0,0435*** [0,00989] 0,0175*** [0,00213] 0,0354*** [0,00997] -0,0019 [0,00120] 0,00539 [0,00629] 0,00932*** [0,00236] -0,000258*** [6,59e-05] 0,0436** [0,0207] 0,136*** [0,0214] 0,514*** [0,0201] -0,0621** [0,0244] -0,0259 [0,0178] 0,0457* [0,0272] 0,293*** [0,0134] 0,0182 [0,0126] 4,275*** [0,317] 2586 0,437 Europa del Este 0,0357** [0,0179] 0,0109*** [0,00329] 0,0122 [0,0150] 0,000148 [0,00182] -0,016 [0,00976] 0,00217 [0,00343] -0,000126 [9,75e-05] 0,0334 [0,0288] 0,133*** [0,0239] 0,561*** [0,0264] -0,0363 [0,0352] -0,00482 [0,0246] -0,0539 [0,0580] 0,328*** [0,0203] 0,0107 [0,0177] 3,908*** [0,168] 1286 0,545 Resto del mundo 0,0243* [0,0146] 0,00417 [0,00329] -0,00979 [0,0178] 0,00222 [0,00192] -0,000421 [0,00938] -0,00667 [0,00493] 0,000116 [0,000149] 0,0396 [0,0309] 0,245*** [0,0457] 0,585*** [0,0523] 0,0485 [0,0704] -0,0887*** [0,0297] -0,0288 [0,0468] 0,179*** [0,0355] 0,0656*** [0,0250] 4,250*** [0,294] 632 0,384

Años de estudio en España Años de estudio en origen Experiencia efectiva en España Experiencia efectiva en España2 Años de desempleo en España Experiencia potencial en origen Experiencia potencial en origen2 Experiencia laboral en origen Situación legal Logaritmo de la jornada laboral mensual Pluriempleado Salario imputado Lambda Hombre Casado Constante Observaciones R2 ajustado

Nota: Todas las estimaciones incluyen controles adicionales relativos a la comunidad autónoma de residencia.

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SÈRIE DE DOCUMENTS DE TREBALL DE LA XREAP

2006

CREAP2006-01 Matas, A. (GEAP); Raymond, J.Ll. (GEAP) "Economic development and changes in car ownership patterns" (Juny 2006)

CREAP2006-02 Trillas, F. (IEB); Montolio, D. (IEB); Duch, N. (IEB) "Productive efficiency and regulatory reform: The case of Vehicle Inspection Services" (Setembre 2006)

CREAP2006-03 Bel, G. (PPRE-IREA); Fageda, X. (PPRE-IREA) "Factors explaining local privatization: A meta-regression analysis" (Octubre 2006)

CREAP2006-04 Fernàndez-Villadangos, L. (PPRE-IREA) "Are two-part tariffs efficient when consumers plan ahead?: An empirical study" (Octubre 2006)

CREAP2006-05 Artís, M. (AQR-IREA); Ramos, R. (AQR-IREA); Suriñach, J. (AQR-IREA) "Job losses, outsourcing and relocation: Empirical evidence using microdata" (Octubre 2006)

CREAP2006-06 Alcañiz, M. (RISC-IREA); Costa, A.; Guillén, M. (RISC-IREA); Luna, C.; Rovira, C. "Calculation of the variance in surveys of the economic climate” (Novembre 2006)

CREAP2006-07 Albalate, D. (PPRE-IREA) "Lowering blood alcohol content levels to save lives: The European Experience” (Desembre 2006)

CREAP2006-08 Garrido, A. (IEB); Arqué, P. (IEB) “The choice of banking firm: Are the interest rate a significant criteria?” (Desembre 2006)

SÈRIE DE DOCUMENTS DE TREBALL DE LA XREAP

CREAP2006-09 Segarra, A. (GRIT); Teruel-Carrizosa, M. (GRIT) "Productivity growth and competition in spanish manufacturing firms: What has happened in recent years?” (Desembre 2006)

CREAP2006-10 Andonova, V.; Díaz-Serrano, Luis. (CREB) "Political institutions and the development of telecommunications” (Desembre 2006)

CREAP2006-11 Raymond, J.L.(GEAP); Roig, J.L.. (GEAP) "Capital humano: un análisis comparativo Catalunya-España” (Desembre 2006)

CREAP2006-12 Rodríguez, M.(CREB); Stoyanova, A. (CREB) "Changes in the demand for private medical insurance following a shift in tax incentives” (Desembre 2006)

CREAP2006-13 Royuela, V. (AQR-IREA); Lambiri, D.; Biagi, B. "Economía urbana y calidad de vida. Una revisión del estado del conocimiento en España” (Desembre 2006)

CREAP2006-14 Camarero, M.; Carrion-i-Silvestre, J.LL. (AQR-IREA).;Tamarit, C. "New evidence of the real interest rate parity for OECD countries using panel unit root tests with breaks” (Desembre 2006)

CREAP2006-15 Karanassou, M.; Sala, H. (GEAP).;Snower , D. J. "The macroeconomics of the labor market: Three fundamental views” (Desembre 2006)

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2007

XREAP2007-01 Castany, L (AQR-IREA); López-Bazo, E. (AQR-IREA).;Moreno , R. (AQR-IREA) "Decomposing differences in total factor productivity across firm size” (Març 2007)

XREAP2007-02 Raymond, J. Ll. (GEAP); Roig, J. Ll. (GEAP) “Una propuesta de evaluación de las externalidades de capital humano en la empresa" (Abril 2007)

XREAP2007-03 Durán, J. M. (IEB); Esteller, A. (IEB) “An empirical analysis of wealth taxation: Equity vs. Tax compliance” (Juny 2007)

XREAP2007-04 Matas, A. (GEAP); Raymond, J.Ll. (GEAP) “Cross-section data, disequilibrium situations and estimated coefficients: evidence from car ownership demand” (Juny 2007)

XREAP2007-05 Jofre-Montseny, J. (IEB); Solé-Ollé, A. (IEB) “Tax differentials and agglomeration economies in intraregional firm location” (Juny 2007)

XREAP2007-06 Álvarez-Albelo, C. (CREB); Hernández-Martín, R. “Explaining high economic growth in small tourism countries with a dynamic general equilibrium model” (Juliol 2007)

XREAP2007-07 Duch, N. (IEB); Montolio, D. (IEB); Mediavilla, M. “Evaluating the impact of public subsidies on a firm’s performance: a quasi-experimental approach” (Juliol 2007)

XREAP2007-08 Segarra-Blasco, A. (GRIT) “Innovation sources and productivity: a quantile regression analysis” (Octubre 2007)

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XREAP2007-09 Albalate, D. (PPRE-IREA) “Shifting death to their Alternatives: The case of Toll Motorways” (Octubre 2007)

XREAP2007-10 Segarra-Blasco, A. (GRIT); Garcia-Quevedo, J. (IEB); Teruel-Carrizosa, M. (GRIT) “Barriers to innovation and public policy in catalonia” (Novembre 2007)

XREAP2007-11 Bel, G. (PPRE-IREA); Foote, J. “Comparison of recent toll road concession transactions in the United States and France” (Novembre 2007)

XREAP2007-12 Segarra-Blasco, A. (GRIT); “Innovation, R&D spillovers and productivity: the role of knowledge-intensive services” (Novembre 2007)

XREAP2007-13 Bermúdez Morata, Ll. (RFA-IREA); Guillén Estany, M. (RFA-IREA), Solé Auró, A. (RFA-IREA) “Impacto de la inmigración sobre la esperanza de vida en salud y en discapacidad de la población española” (Novembre 2007) XREAP2007-14 Calaeys, P. (AQR-IREA); Ramos, R. (AQR-IREA), Suriñach, J. (AQR-IREA) “Fiscal sustainability across government tiers” (Desembre 2007) XREAP2007-15 Sánchez Hugalbe, A. (IEB) “Influencia de la inmigración en la elección escolar” (Desembre 2007)

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2008

XREAP2008-01 Durán Weitkamp, C. (GRIT); Martín Bofarull, M. (GRIT) ; Pablo Martí, F. “Economic effects of road accessibility in the Pyrenees: User perspective” (Gener 2008) XREAP2008-02 Díaz-Serrano, L.; Stoyanova, A. P. (CREB) “The Causal Relationship between Individual’s Choice Behavior and Self-Reported Satisfaction: the Case of Residential Mobility in the EU” (Març 2008) XREAP2008-03 Matas, A. (GEAP); Raymond, J. L. (GEAP); Roig, J. L. (GEAP) “Car ownership and access to jobs in Spain” (Abril 2008) XREAP2008-04 Bel, G. (PPRE-IREA) ; Fageda, X. (PPRE-IREA) “Privatization and competition in the delivery of local services: An empirical examination of the dual market hypothesis” (Abril 2008) XREAP2008-05 Matas, A. (GEAP); Raymond, J. L. (GEAP); Roig, J. L. (GEAP) “Job accessibility and employment probability” (Maig 2008) XREAP2008-06 Basher, S. A.; Carrión, J. Ll. (AQR-IREA) Deconstructing Shocks and Persistence in OECD Real Exchange Rates (Juny 2008) XREAP2008-07 Sanromá, E. (IEB); Ramos, R. (AQR-IREA); Simón, H. Portabilidad del capital humano y asimilación de los inmigrantes. Evidencia para España (Juliol 2008) XREAP2008-08 Basher, S. A.; Carrión, J. Ll. (AQR-IREA) Price level convergence, purchasing power parity and multiple structural breaks: An application to US cities (Juliol 2008) XREAP2008-09 Bermúdez, Ll. (RFA-IREA) A priori ratemaking using bivariate poisson regression models (Juliol 2008)

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XREAP2008-10 Solé-Ollé, A. (IEB), Hortas Rico, M. (IEB) Does urban sprawl increase the costs of providing local public services? Evidence from Spanish municipalities (Novembre 2008) XREAP2008-11 Teruel-Carrizosa, M. (GRIT), Segarra-Blasco, A. (GRIT) Immigration and Firm Growth: Evidence from Spanish cities (Novembre 2008) XREAP2008-12 Duch-Brown, N. (IEB), García-Quevedo, J. (IEB), Montolio, D. (IEB) Assessing the assignation of public subsidies: Do the experts choose the most efficient R&D projects? (Novembre 2008) XREAP2008-13 Bilotkach, V., Fageda, X. (PPRE-IREA), Flores-Fillol, R. Scheduled service versus personal transportation: the role of distance (Desembre 2008) XREAP2008-14 Albalate, D. (PPRE-IREA), Gel, G. (PPRE-IREA) Tourism and urban transport: Holding demand pressure under supply constraints (Desembre 2008)

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2009

XREAP2009-01 Calonge, S. (CREB); Tejada, O. “A theoretical and practical study on linear reforms of dual taxes” (Febrer 2009) XREAP2009-02 Albalate, D. (PPRE-IREA); Fernández-Villadangos, L. (PPRE-IREA) “Exploring Determinants of Urban Motorcycle Accident Severity: The Case of Barcelona” (Març 2009) XREAP2009-03 Borrell, J. R. (PPRE-IREA); Fernández-Villadangos, L. (PPRE-IREA) “Assessing excess profits from different entry regulations” (Abril 2009) XREAP2009-04 Sanromá, E. (IEB); Ramos, R. (AQR-IREA), Simon, H. “Los salarios de los inmigrantes en el mercado de trabajo español. ¿Importa el origen del capital humano?” (Abril 2009)

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