SINIESTRALIDAD LABORAL Y CRECIMIENTO ECONÓMICO EN ESPAÑA

Jesús Arango Fernández - jarango@econo.uniovi.es Emiliano Valdavida Castaño - evaldavida@wanadoo.es

Universidad de Oviedo

Reservados todos los derechos. Este documento ha sido extraído del CD Rom “Anales de Economía Aplicada. XIV Reunión ASEPELT-España. Oviedo, 22 y 23 de Junio de 2000”. ISBN: 84-699-2357-9

Siniestrabilidad laboral y crecimientoSiniestrabilidad laboral y crecimiento

económico en Españaeconómico en España

Jesús Arango y Emiliano ValdavidaDepartamento de Economía AplicadaUniversidad de Oviedo

I. IntroducciónIntroducción

La siniestrabilidad laboral hace referencia a dos términos, a saber, los accidentes detrabajo y las enfermedades profesionales, cuya identificación y medida presentaproblemas bastante diferentes. En el primer caso, nos encontramos ante un efectodirecto, claramente identificable, mientras que en el segundo la relación causal entrecondiciones de trabajo y enfermedad puede ser, en muchos casos, de naturalezaindirecta o producirse con retardo después de un determinado periodo deexposición al riesgo o al agente causante.

La no consideración hasta fechas recientes de la incidencia de la siniestrabilidadlaboral -y de su contravalor, la prevención de riesgos laborales- en las cuentas ydecisiones empresariales hace que nos situemos ante una cuestión en la que se danimportantes costes ocultos1. Si a esto se le une la ausencia de un verdaderomercado de la seguridad en el trabajo, nos encontramos en el ámbito de los fallos delmercado y de las externalidades2, lo que nos lleva a los problemas que se derivan delsuministro de determinados bienes públicos y de la regulación. El tratamiento deestas cuestiones nos conduciría al difícil campo del análisis coste-beneficio y acuestiones tales como ¿cuánto vale una vida humana?3.

Por el contrario, la preocupación de los economistas está más centrada en analizarlas diferencias entre las tasas de crecimiento potencial y real que en estudiar losefectos negativos de las externalidades generadas por el propio proceso decrecimiento económico: la siniestrabilidad laboral y el medio ambiente constituyendos ejemplos típicos de la despreocupación de la profesión hasta fechas bastanterecientes. En el primer caso, se ignoran generalmente los costes que dicho procesotiene en términos de siniestrabilidad laboral y si dichos costes son o no crecientescomo consecuencia tanto de los cambios que se operan en la estructura productiva,

1

3 Una posible contestación a esta cuestión es abordada en Mankiw (1.998, página 215)

2 Una aproximación a como funciona el mercado norteamericano de la seguridad en el trabajopuede verse en Viscusi (1.998)

1 A este tipo de costes se refiere Krugman (1.999, página 96) cuando pone en entredicho losincrementos de productividad derivados de la introducción de los ordenadores en las empresas

como de los derivados de las mutaciones en la organización del trabajo y laintroducción de innovaciones tecnológicas.

El asunto de la siniestrabilidad laboral nos recuerda los diferentes significados quepodría tener la verruga de Cromwell para las distintas profesiones de científicos enel ejemplo utilizado por el genial economista Kenneth Boulding4 para evidenciar lassignificaciones diversas de un hecho y del sentido que se le pueda atribuir en funcióndel esquema general de interpretación en que se le sitúe. En línea con estasconsideraciones, se puede señalar que las razones que justifican un análisis de lasiniestrabilidad laboral son de diverso tipo: morales, humanas, sociales, legales yeconómicas. A una parte de éstas últimas está dedicado el presente trabajo.

La importancia de la siniestrabilidad laboral fue puesta de manifiesto recientementepor Jukka Takala, jefe del programa de Salud y Seguridad de la OrganizaciónMundial del Trabajo (OIT) en su intervención ante el XV Congreso Mundial sobreSalud y Seguridad en el Trabajo celebrado en Sao Paulo en abril de 1.999, alseñalar que -según estimaciones de la propia OIT- se producen al año más de unmillón de muertos en el trabajo. Esta cifra de víctimas anuales por accidenteslaborales -que supone que diariamente mueren en el trabajo unas 3.000 personas:dos por minuto- excede de la media anual de muertos en el mundo por accidentes detrafico, es el doble de las derivadas de las guerras o de la violencia y triplica lasvictimas ocasionadas por el SIDA.

Los responsables de la OIT señalan que las estimaciones más moderadas apuntan aque los trabajadores sufren aproximadamente 250 millones de accidentes al año -loque equivale a 685.000 accidentes diarios, 475 por minuto y 8 por segundo-, a loque debe añadirse los 160 millones de trabajadores que sufren enfermedadesprofesionales anualmente. Frente a este sombrío panorama, la OIT estima que sepodrían salvar alrededor de 600.000 vidas cada año si se utilizaran las medidas deseguridad disponibles y la información adecuada.

Los costes económicos de las enfermedades y lesiones laborales tienen unaimportancia creciente. Así, los expertos de la OIT en esta materia señalan que lascifras de indemnizaciones indican que aproximadamente el 4 por ciento del ProductoInterior Bruto (PIB) mundial desaparece como consecuencia del coste de lasenfermedades laborales, de las ausencias al trabajo, del tratamiento deenfermedades, o de la incapacidad y prestaciones a los sobrevivientes. Esta pérdidamundial de PIB originada por la siniestrabilidad laboral supera la cifra de toda laayuda oficial al desarrollo para los países del Tercer Mundo.

La cobertura de la salud y la seguridad en el trabajo varía significativamente de unoslugares a otros del planeta. Así, por ejemplo, los trabajadores de los países nórdicos

2

4 Véase Boulding (1.972, página 33)

tienen una cobertura casi total, mientras que solo un diez por ciento -o quizás unporcentaje inferior- de los trabajadores de muchos países en vías de desarrollotienen algún tipo de cobertura. Incluso, la cobertura de las lesiones y enfermedadesprofesionales en muchos países desarrollados solamente se extiende a la mitad de lapoblación ocupada.

Teniendo como referencia todo este panorama, el presente trabajo se centraexclusivamente en el análisis del comportamiento seguido por la siniestrabilidadlaboral en España desde una doble perspectiva: temporal y espacial. Por otra parte,conviene aclarar que en los análisis que se realizan en los epígrafes siguientes solo seutilizarán las estadísticas relacionadas con los accidentes de trabajo, puesto que lainformación sobre enfermedades profesionales es mucho más limitada y sus registrosofrecen una menor fiabilidad. En definitiva, a efectos de este trabajo se identifica eltermino siniestrabilidad laboral con el de accidentes de trabajo.

II. Panorama de la siniestrabilidad laboral enEspaña

En 1.999 el número de accidentes en jornada de trabajo con baja experimentó enEspaña un fuerte incremento, pues la cifra registrada de 867.772 accidentes supusoun incremento de más de un 15 por ciento con respecto a los producidos un añoantes. Este dato significó rebasar ampliamente el máximo histórico registrado en1.977, fecha en la que se alcanzó los 798.948 accidentes. Por tanto, a pesar de loscambios normativos introducidos y las inversiones realizadas, actualmente tenemos50.000 accidentes más al año que hace dos décadas. El panorama es igualmentepreocupante si, por el contrario, se toman las magnitudes de enfermedadesprofesionales: los 14.129 casos de enfermedades diagnosticadas como profesionalesregistradas en 1.999, constituía una cifra cinco veces mayor que la obtenida en1.984.

Los accidentes laborales producidos en 1.998 ocasionaron la perdida de un total de18,4 millones de jornadas de trabajo, aproximadamente cuatro millones de jornadasmás que en 1.988, el año con menor volumen de jornadas perdidas de las últimasdos décadas. Por el contrario, la cifra de 1.998 significó un volumen inferior de casicuatro millones de jornadas de trabajo con respecto a las perdidas en 1.977, que fueel año en el que se produjo el mayor nivel jornadas laborales no trabajadas desdeque existen estadísticas comparables en materia de siniestrabilidad laboral.

Los siniestros laborales que se clasificaron como graves en 1.999 ascendieron a11.739 accidentes, lo que representó el 1,4 por ciento del total de accidentes detrabajo. A esta cifra habría que añadir los 1.572 fallecidos por motivos de trabajo

3

(incluidos los accidentes in itinere) que se produjeron en dicho año. En otraspalabras, cada día del pasado año fallecieron, en promedio, cuatro trabajadorescomo consecuencia de un accidente laboral.

Gráfico nº 1

Fuente: Comisión Europea

España, junto con Portugal, presenta los indices de siniestrabilidad laboral máselevados de la Unión Europea, ya que el indicador de mortalidad en el trabajo denuestro país (7 muertes al año por cada 100.000 trabajadores) casi duplica la mediacomunitaria y es siete veces superior al que exhiben países como Suecia. Los datosmás recientes que maneja la OIT sobre este indicador, sitúan a nuestro país enniveles muy próximos a los de India y China.

En este sentido, se puede decir que la economía española es intensiva ensiniestrabilidad laboral; es decir, necesita generar más accidentes laborales yenfermedades profesionales por unidad producida que en el caso de las otraseconomías de nuestro entorno. Frente a esta situación, sería muy conveniente que seintentase plantear cuántos años se tardará en alcanzar los ratios medios comunitariosen siniestrabilidad laboral al igual que se hace habitualmente con el objetivo deigualar la renta por habitante española con los valores medios de la Unión Europea5.

Por otra parte, la cultura empresarial española en este campo es escasa y losincumplimientos de las normas preventivas por parte de las empresas songeneralizados. Si se aplicasen adecuadamente las disposiciones legales contempladasen la vigente Ley de Prevención de Riesgos Laborales de 1.995 y en los reglamentos

4

5 Véase distintas respuestas a esta última cuestión en Martín (1.997, páginas 17-18)

SINIESTRABILIDAD EN LA UNIÓN EUROPEATasa Incidencia Normalizada en 1.993Accidentes por 100.000 Trabajadores

< 2.500

2.500-5.0005.000-7.000> 7.000

que la desarrollan se podrían evitar una gran parte de los más de 1.000 muertes y delos 12.000 accidentes graves que anualmente se producen en España en el lugar detrabajo.

Sin embargo, las empresas prefieren eludir la ley para ahorrarse así los gastos que sucumplimiento conlleva, a pesar de que los costes derivados de su no aplicacióngeneran -además del tremendo sufrimiento humano totalmente injustificado- unasperdidas que se estiman en unos 2,2 billones de pesetas al año, lo que supone unenorme despilfarro para el conjunto del país. Por lo tanto, los gastos en prevenciónde riesgos laborales deberían ser considerados más como una inversión socialmentenecesaria y económicamente rentable que como un mero coste empresarial sincontrapartida.

Gráfico nº 2

Fuente: Elaboración propia

La evolución de los accidentes de trabajo y su relación con la actividad productivase puede medir a través de un sencillo indicador: el número de accidentes de trabajopor cada mil millones de pesetas de PIB, lo que constituye una primera aproximaciónal contenido de siniestrabilidad laboral que ha conllevado el proceso de crecimientode la economía española en el periodo 1.977-1.998.

5

1.9771.978

1.9791.980

1.9811.982

1.9831.984

1.9851.986

1.9871.988

1.9891.990

1.9911.992

1.9931.994

1.9951.996

1.9971.998

0

10

20

30

40

50

60

70

80

Acc

iden

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s de

pes

etas

de

PIB

Agrario Industria Construcción Servicios Total

CONTENIDO DE ACCIDENTES DE TRABAJO EN EL PIBNúmero de accidentes de trabajo por mil millones de pesetas de PIB

En el gráfico nº 2 se presenta la evolución de este ratio en dicho periodo tanto parael conjunto de la economía, como para cada una de las cuatro grandes ramasproductivas. El citado gráfico muestra como -en general- el contenido desiniestrabilidad laboral del PIB se ha reducido con respecto a los elevados nivelesmostrados a finales de los años setenta, si bien en el último quinquenio se observa unsignificativo repunte, especialmente constatable en el sector de la construcción. Enesta actividad el número de accidentes de trabajo por mil millones de pesetas de PIBcasi triplica el indice mostrado por el conjunto de la economía española.

Por otra parte, la incidencia de los accidentes de trabajo6 ha seguido una trayectoriacambiante a lo largo de la última década. Así, después de una clara tendenciadecreciente en el periodo 1.990-1.993, en el último quinquenio ha presentado unasenda fuertemente alcista. Este indicador presenta valores muy diferentes sicontempla a nivel desagregado: la minería del carbón (con 500 accidentes por miltrabajadores), la fabricación de productos metálicos (210), la construcción (175), laindustria de la madera (163) y la fabricación de material de transporte (162) son lasactividades con mayores niveles de incidencia.

Asimismo, la frecuencia de los accidentes laborales7 presenta una evolución muysimilar a la descrita en el caso anterior, representando el año 1.993 la referenciatemporal del cambio de tendencia. Finalmente, y después de un acusado descensoen el periodo 1.991-1.994, el indicador de gravedad de los accidentes de trabajo8

se sitúa actualmente en niveles muy próximos a los exhibidos en 1.988: 0,86 días notrabajados por cada millón de horas trabajadas.

6

8 El indice de gravedad se define como el número de días no trabajados por accidente ocurridosdurante la jornada de trabajo por cada millón de horas trabajadas por los trabajadores expuestosal riesgo

7 El indice de frecuencia expresa el número de accidentes de trabajo con baja acaecidos durantela jornada de trabajo por cada millón de horas de trabajadas por los trabajadores expuestos alriesgo

6 Este indicador -de acuerdo con los criterios manejados por el Ministerio de Trabajo y AsuntosSociales- recoge el número de accidentes de trabajo con baja acaecidos durante la jornada detrabajo por cada mil trabajadores expuestos al riesgo

Gráfico nº 3

Fuente: Estadísticas de Accidentes de Trabajo. MTAS

7

1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998

30

32

34

36

38

40

Indi

ce d

e fre

cuen

cia

FRECUENCIA DE LOS ACCIDENTES DE TRABAJONúmero de accidentes por millón de horas trabajadas

1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998

50

55

60

65

70

Indi

ce In

cide

ncia

INCIDENCIA DE LOS ACCIDENTES DE TRABAJONúmero de accidentes por mil trabajadores

III. Accidentes de trabajo y ciclo económico Accidentes de trabajo y ciclo económico

En este epígrafe se estudia la relación existente entre la siniestrabilidad laboral y elcrecimiento económico en España a lo largo de las dos últimas décadas. Para ello sedispuso de dos series trimestrales para el periodo 1.981-1.999: el número deaccidentes laborales con baja producidos en el centro de trabajo y el ProductoInterior Bruto (PIB) de la economía española9. En ambos casos la informacióndisponible permitía desagregar ambas series al nivel de cuatro ramas productivas:agricultura, industria, construcción y servicios, lo que hacía posible realizar unaprimera aproximación al papel desempeñado por cada rama productiva en laevolución de la siniestrabilidad laboral durante el periodo analizado.

La hipótesis que se pretendía contrastar era verificar si el crecimiento económicoexperimentado por la economía española a lo largo del periodo objeto de estudiohabía significado o no un coste creciente en términos de siniestrabilidad laboral,medida en este caso a través de los accidentes de trabajo.

III. 1. Relación entre accidentes de trabajo y Producto Interior Bruto

Para comprobar la naturaleza de la relación entre la siniestrabilidad laboral y elcrecimiento económico en el periodo mencionado se han probado diferentesespecificaciones, estimándose finalmente un modelo econométrico cuya variabledependiente es el número total de accidentes laborales y que incluye como variablesexplicativas el PIB, una variable dummy que recoge el efecto estacional del tercertrimestre y dos elementos autorregresivos (la serie de accidentes de trabajo con unoy dos retardos) encaminados a corregir problemas de autocorrelación de los erroresdel modelo. Este modelo, cuyos principales resultados se recogen en el cuadro nº 1,presenta una bondad estadística -medida a través del R2 ajustado- cercana al 97 porciento, alcanzando todas las variables elegidas niveles significativos10.

La variable que recoge el efecto estacional en el tercer trimestre exhibe uncoeficiente negativo, lo que indica -como era de esperar- que el número deaccidentes laborales se reduce sistemáticamente durante los meses de verano. Elsigno positivo del coeficiente del PIB refleja la relación directa existente entre el

8

10 Los modelos econométricos que se presentan en este trabajo has sido estimados con elprograma informático Eviews 3.1

9 En realidad, la serie original de accidentes de trabajo procedente de los Boletines deEstadísticas Laborales era de naturaleza mensual y se remontaba a enero de 1.981. Se hanutilizado los datos de accidentes laborales en centro de trabajo con baja, dado que esta era laúnica serie que se disponía con un nivel de desagregación sectorial. Los datos utilizados delPIB proceden de la Contabilidad Trimestral elaborada por el Instituto Nacional de Estadística yestán expresados en miles de millones de pesetas constantes del año 1.986. Véase anexo deFuentes Estadísticas Utilizadas.

crecimiento económico y la siniestrabilidad laboral, lo que confirma la hipótesispreviamente manejada. Esta confirmación abre todo un campo de reflexión en tornoa las consecuencias del crecimiento económico en España en términos desiniestrabilidad laboral. De forma esquemática, los resultados obtenidos implican queun incremento de mil millones de pesetas de PIB -en pesetas del año 1.986-provocará un incremento de casi 140 accidentes de trabajo.

Cuadro nº 1

-0,58 0,99Raíces AR invertidas0,000Probabilidad (estadístico F)2,131Estadístico Durbin-Watson

587,155Estadístico F-808,239Log. verosimilitud22,135Criterio Schwarz1,33E+10Suma residuos al cuadrado21,979Criterio Información Akaike 13.879,82Error estándar

79.876,05Desviación estándar variabledependiente

0,970R-cuadrado ajustado255.597,3Media variable dependiente0,971R-cuadrado

0,00005,6750,1020,578AR(2)0,00023,9860,1030,410AR(1)0,0003-3,8632.749,93-10.622,34D30,00005,43225,65139,35PIB860,1217-1,5671.115.277-1.747.605C

ProbabilidadEstadístico tError EstándarCoeficienteVariableConvergencia lograda después de 15 iteracionesObservaciones incluidas: 74 después de ajustar los extremosRango (ajustado): 1981:3 1999:4Método: Mínimos CuadradosVariable Dependiente: TOTAL ACCIDENTES DE TRABAJO

Por otra parte, el comportamiento de los residuos de este modelo es aceptable en loque se refiere a la no autocorrelación de los errores11 y a la homoscedasticidad12. Sinembargo, no es posible afirmar que la distribución de los errores se aproxime a unanormal, a juzgar por los resultados obtenidos mediante el test de Jarque-Bera, cuyoestadístico toma un valor igual a 68,1, lo que implica rechazar la hipótesis denormalidad. A este respecto, los efectos de este último problema se ven atenuadosgracias a la amplitud de la muestra.

III. 2. Comportamiento sectorial de los accidentes de trabajo

Una de las cuestiones que plantea el resultado alcanzado en el epígrafe anterior eshasta qué punto dicha relación se mantiene a nivel sectorial. En otras palabras, ¿cuáles la incidencia del crecimiento de cada una de las cuatro ramas productivas

9

12Contrastada a través del test de White

11El valor del estadístico de Durbin-Watson así lo indica

(agricultura, industria, construcción y servicios) en el número de accidentes laboralesque se registran en cada una de ellas?13.

Para estudiar este aspecto, se evaluaron diferentes especificaciones decomportamiento entre las variables, planteándose finalmente cuatro modelos -unopara cada una de las ramas consideradas- en los que la variable dependiente era elnúmero de accidentes de trabajo que se registraba en la rama en cuestión y lavariable independiente fundamental el Valor Añadido Bruto (VAB) de la misma14.Los resultados obtenidos en los modelos referidos a la agricultura y a la industria nopermitían establecer una relación similar a la descrita para el conjunto de la economíay, por tanto, no fue posible establecer perfiles significativos de las relaciones entresiniestrabilidad laboral y el crecimiento de estas dos ramas de la economía. En elcaso de los sectores de la construcción y los servicios, en cambio, sí se handetectado esquemas de comportamiento similares a los observados con anterioridaden relación con la evolución del PIB total.

Gráfico nº 4Tasas trimestrales de variación de los accidentes de trabajo y del VAB en la

rama de la construcción. Periodo 1.981-1.999

10

14 El VAB sectorial estaba expresado en miles de millones de pesetas constantes de 1.986

13 Los diferentes niveles de desagregación sectorial manejados en las estadísticas deAccidentes de Trabajo elaboradas por el Ministerio de Trabajo y Asuntos Sociales y las deValor Añadido Bruto incluidas en la Contabilidad Nacional que confecciona el InstitutoNacional de Estadística plantean problemas de cierta entidad para manejar un mayor nivel dedesagregación. En este sentido, una de las conclusiones que los autores han extraído de estetrabajo se refiere a la necesidad de manejar un nivel mayor de desagregación como posible víapara afinar los resultados del modelo, pues, de acuerdo con las estadísticas de accidentes detrabajo disponibles, las diferencias en los indicadores de siniestrabilidad laboral de lasdiferentes ramas de la industria y de los servicios son realmente importantes

1981

.2

1982

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1996

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1998

.2

1999

.2

-0,1

0

0,1

0,2

VAB Accidentes Trabajo

El gráfico nº 4 muestra la evolución de las tasas de crecimiento del VAB y delnúmero de accidentes del sector de la construcción desde el segundo trimestre de1981 hasta el cuarto de 1999. A pesar de que la serie de accidentes laboralespresenta mayores variaciones estacionales, ambas tasas evolucionan de forma similaren el conjunto del periodo. Para comprobar la existencia de esta relación, se estimóun modelo que incluía como variables explicativas, además del VAB de la rama, dosvariables dummy correspondientes al primer y tercer trimestre y la propia serie deaccidentes laborales en el sector con un retardo. El modelo final fue el siguiente15:

(0,043)(302,0)(306,5) (14,2)(10.797,5)+ 0,9const t-1+ 2318,5d3- 1844,9d1+ 86,5vabconst t- 31060,7const t =

El R2 ajustado de este modelo es igual a 96,7 por ciento y todas las variables sonsignificativas. El signo del coeficiente de la variable VAB de la construcción espositivo, indicando, por tanto, una relación positiva entre el crecimiento de la rama yel número de accidentes de trabajo. Por otra parte, el efecto de las variables dummyestacionales es positivo en el tercer trimestre y negativo en el primero. Cabemencionar que, en este caso, los errores no cumplen las hipótesis básicas denormalidad y homoscedasticidad.

Por otra parte, el modelo estimado para el sector servicios tiene el mismo esquemaque el expuesto para la construcción, si bien desaparece la variable estacional delprimer trimestre y se incorpora un término autorregresivo de orden dos:

(0,111)(0,113)(369.5) (10.7)(96.397.2)+ 0.34serv t-2+ 0.6serv t-1- 1735,3 d3+ 42,9 vabserv t- 206.932,3serv t =

El resultado obtenido es de un R2 ajustado que toma un valor del 98,7 por ciento,siendo de nuevo significativas todas las variables. En este caso, el signo delcoeficiente de la variable estacional del tercer trimestre es negativo y el del VAB delsector servicios es positivo, reproduciéndose la relación entre crecimiento ysiniestrabilidad laboral ya descrita para el conjunto de la economía y para el sectorde la construcción. Los errores de este modelo presentan las mismas característicasque las descritas en el caso de la rama de la construcción.

Una manera alternativa de analizar el impacto del crecimiento de los diferentessectores sobre la siniestrabilidad laboral es construir un modelo que incorpore elVAB de cada uno de las ramas productivas como variables explicativas del númerototal de accidentes laborales. Los resultados de la estimación de este modelo serecogen en el cuadro nº 2.

11

15 Entre paréntesis se recoge el error estándar

Cuadro nº 2

0,35Raíces AR invertidas0,000Probabilidad (estadístico F)2,319Estadístico Durbin-Watson

358,422Estadístico F-837,52Log. verosimilitud22,622Criterio Schwarz 2,20E+10Suma residuos al cuadrado22,467ICriterio Información Akaike 17.720,73Error estándar

79.881,22Desviación estándar variabledependiente

0,951R-cuadrado ajustado254.519,9Media variable dependiente0,953R-cuadrado

0,00303,0790,1130,348AR(1)0,0002-3,92821,223-83,372VABSERV0,00005,77646,995271,427VABINDUST0,00005,33971,245380,391VABCONST0,0000-9,67931.128,25-301.302,3C

ProbabilidadEstadístico tError EstándarCoeficienteVariableConvergencia lograda después de 7 iteracionesObservaciones incluidas: 75 después de ajustar los extremosRango (ajustado): 1981:2 1999:4Método: Mínimos CuadradosVariable Dependiente: TOTAL ACCIDENTES DE TRABAJO

El modelo finalmente propuesto no incluye entre las variables explicativas el VAB dela agricultura, ya que esta variable resultó no ser significativa, incorporando ademásun término autorregresivo de orden uno. Con esta especificación, la capacidadexplicativa del modelo finalmente utilizado se sitúa en el 95,1 por ciento. El análisisde los signos de los coeficientes muestran un efecto positivo del crecimiento delsector de la construcción sobre el número de accidentes de trabajo, en la línea de losresultados obtenidos con anterioridad. En el mismo sentido se producen los efectosen el caso de la industria. Sin embargo, el crecimiento del VAB del conjunto de lasramas de servicios tiene un efecto negativo sobre el número total de accidenteslaborales, a pesar de que -como se había señalado anteriormente- el efecto sobre eltotal de accidentes del propio sector es positivo.

Es necesario señalar que a pesar de que en este modelo se cumplen las hipótesisbásicas sobre los residuos, es muy posible que se esté evidenciando un problema demulticolinealidad, es decir, que las variables explicativas no son independientes entresí. La propia naturaleza de las mismas invita a pensar que se está produciendo esteproblema, ya que cuando el ciclo económico es positivo los tres sectores incluidosen el análisis crecen, ocurriendo todo lo contrario cuando cambia el signo de laactividad económica. Por esta razón, los resultados de este último modelo han deinterpretarse con sumo cuidado y no permiten llegar a conclusiones categóricas.

12

IV. EEmpleo temporalmpleo temporal y accidentes de trabajo y accidentes de trabajo

La temporalidad en la contratación normalmente se presenta como uno de losprincipales elementos explicativos de la siniestrabilidad laboral en nuestro país. Así,según el informe anual sobre accidentes de trabajo elaborado por el Ministerio deTrabajo y Asuntos Sociales16, el 60 por ciento de los trabajadores que sufrieronalgún tipo de accidente laboral en 1.998 tenían un contrato temporal, lo quecontrasta con el hecho de que solamente el 33 por ciento del total de los asalariadostienen un contrato de esta naturaleza. En este epígrafe se pretende analizar la posibleincidencia de la temporalidad en el volumen de accidentes de trabajo.

A este respecto, cabe señalar que las estadísticas referidas a la contratacióntemporal no se contemplaron en la Encuesta de Población Activa hasta el segundotrimestre de 1987, por lo que fue necesario recortar el periodo de análisis. El gráficonº 5 representa las tasas trimestrales de variación del número total de accidenteslaborales y del número de contratos temporales. Las variaciones estacionales que seobservan en la primera de las series complica el análisis de las posibles relaciones enla evolución de ambos indicadores.

Gráfico nº 5Tasas trimestrales de variación de los accidentes de trabajo y de los

contratos temporales. Periodo 1.987-1.999

13

16Al final de este trabajo se incluye una referencia de todas las fuentes estadísticas utilizadas

1987

.3

1988

.

1989

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1990

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1991

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1997

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1998

.

1999

.

-0,15

0

0,15

0,3

Contratos Temporales Accidentes de Trabajo

Con el fin de comprobar hasta qué punto los fenómenos de la temporalidad y de lasiniestrabilidad laboral están interrelacionados, se han planteado diversos modelosque relacionan los accidentes laborales con los niveles de contratación temporal.

En una primera aproximación, se utilizó un modelo que relacionaba el número totalde accidentes de trabajo con el número de contratos temporales, de forma que sepudiesen apuntar algunas de las características de esta relación. El modelo estimadoincluía también la variable dependiente retardada un periodo y la dummy del tercertrimestre, presentando una capacidad explicativa del 89,4 por ciento. El coeficientede la variable que recoge el número de contratos temporales es positivo, por lo queincrementos en el número de este tipo de contratos implicarían incrementos en elnúmero de accidentes laborales.

(0,05) (4375,9) (0,04)(141.537)+ 0,89accident t-1- 28.336,7d3+ 0,148 tempt-133.970,5accident t =

Sin embargo, es posible que esta relación entre el número de contratos temporales yel de accidentes laborales sea una consecuencia de la relación de ambas variablescon una tercera, como podría ser el número de asalariados, de forma que unincremento del número de asalariados llevase aparejado un incremento en el númerode accidentes y, en términos absolutos, en el de empleos temporales. Para evitar esteproblema se utilizó una tasa de temporalidad calculada como el número de contratostemporales sobre el total de asalariados.

El modelo que relaciona el número total de accidentes laborales con esta tasa detemporalidad presenta un R cuadrado ajustado inferior al 26%, tomando elcoeficiente de la variable independiente un valor positivo.

(151.633,9)(47.355,4)+ 653.076,4 temptasat96.488,6accidentt =

Si en este modelo se introduce la variable retardada, el nivel explicativo aumentahasta el 81,6 por ciento, pero el signo del coeficiente de la tasa de temporalidadcambia, lo que llevaría a una interpretación en sentido contrario a la realizadaanteriormente. Una vez más surge la posibilidad de que las variables explicativasestén relacionadas entre sí, existiendo problemas de multicolinealidad

(0,033) (651.474,2)(22.1215,5)+ 0,89accidentt-1- 1.288.983 temptasat77.8192,1accidentt =

El efecto de la temporalidad sobre el número de accidentes laborales es, por lotanto, incierto, ya que las relaciones que existen entre esta variable y el resto devariables explicativas empleadas generan importantes cambios en la interpretación delos modelos. Por otra parte, es posible que la relación entre siniestrabilidad laboral y

14

temporalidad difiera de forma importante si el análisis se realiza en unas ramasproductivas o en otras, por lo que el nivel de agregación utilizado podría diluir estosefectos.

V. SiniestrabilidadSiniestrabilidad laboral laboral y crecimiento y crecimientoregionalregional

Hasta el momento se ha estudiado la vinculación entre el crecimiento económico y lasiniestrabilidad laboral tanto en términos agregados como distinguiendo las grandesramas productivas, pero en todo caso a nivel nacional. A lo largo de los epígrafessiguientes se adoptará una nueva perspectiva en el análisis de la siniestrabilidadlaboral en nuestro país, tomando como referencia el ámbito territorial de lasComunidades Autónomas y tratando de identificar diferencias en su comportamiento.Esto nos permitirá plantear posibles factores que traten de explicar los diferentescomportamientos regionales ante la siniestrabilidad laboral, dado que no debeolvidarse que en todas las Comunidades Autónomas rige el mismo marco reguladoren materia de prevención de riesgos laborales.

V. 1. Elasticidades regionales de los accidentes de trabajo

Una de las posibilidades para llevar a cabo este análisis es calcular la elasticidad delos accidentes laborales con respecto al PIB en cada una de las diecisieteComunidades Autónomas españolas, lo que permite obtener uan primera medida dela sensibilidad del crecimiento regional con respecto a la siniestrabilidad laboral. Paraello se ha utilizado la serie anual de accidentes en jornada de trabajo con baja paracada Comunidad Autónoma y el PIB regional para el periodo 1980-199517.

En el gráfico nº 6 se reflejan los resultados para la media del periodo analizado,pudiendo observarse que las regiones de Asturias, Castilla- La Mancha, ComunidadValenciana, Madrid, Baleares, Canarias y Murcia presentan una elasticidad positivade los accidentes de trabajo con respecto al PIB. Este efecto positivo es muyacusado en el caso de Murcia, región en la que el valor de la elasticidad fue superiora uno. Por el contrario, en las restantes Comunidades Autónomas la relación entreambas variables se produjo de forma inversa, en especial en los casos de Cantabriay el País Vasco.

15

17 La serie de accidentes laborales por Comunidades Autónomas elaborada por el Ministerio deTrabajo y Asuntos Sociales está disponible para el periodo 1977-1998, sin embargo, los datosdel PIB que se incluyen en la Contabilidad Regional que elabora el Instituto Nacional deEstadística solo se refieren al periodo 1980-1995, por lo que el cálculo de las elasticidades se halimitado a este último intervalo

Gráfico nº 6Elasticidad de los accidentes de trabajo con respecto al PIB

Periodo 1.980-1.995

La información anterior se puede complementar si se divide el periodo estudiado entres subperiodos, identificables con los rasgos de la evolución cíclica de laeconómica española. De esta forma, el cuadro nº 3 recoge la elasticidad de losaccidentes laborales con respecto al PIB regional para los subperiodos1.980-1.985, 1.986-1.990 y 1.991-1.995.

Durante el primero de los subperiodos -marcado por una importante crisiseconómica que comenzó en la segunda mitad de los setenta-, el signo de laselasticidades es negativo en todas las Comunidades Autónomas, destacando loscasos del País Vasco, Cataluña y Canarias. En el siguiente subperiodo -que reflejauna fase de bonanza económica-, el signo de las elasticidades pasa a ser positivo entodos los casos, de forma especialmente intensa en Murcia, Galicia y Madrid.

Finalmente, en el subperiodo 1991-1995 durante el cual la economía españolavuelve a atravesar una importante recesión, se produce una relación de signonegativo entre las variables estudiadas en la mayoría de las ComunidadesAutónomas, con excepción de Baleares, Canarias y, especialmente, en el caso deCastilla-La Mancha.

16

menor que -1entre -1 y 0

entre 0 y 1

mayor que 1

Cuadro nº 3Elasticidad de los accidentes de trabajo con respecto

al PIB. Periodo 1.980-1.995

-3,432,05-3,81España-1171,54-1,95La Rioja

-29,281,69-15,94País Vasco-6,011,11-6,71Navarra-0,643,11-3,58Murcia-4,132,95-1,89Madrid-1,382,99-7,75Galicia-2,761,29-2,18Extremadura-2,62,41-3,24C. Valenciana

-4,211,89-11,21Cataluña-2,72,14-2,88Castilla y León

65,111,57-4,3Castilla-La Mancha-5,871,47-5,24Cantabria0,811,28-11,15Canarias0,761,93-0,96Baleares-1,31,51-1,69Asturias

-3,851,59-2,57Aragón-5,651,83-3,68Andalucía

1.991-951.986-901.980-85Comunidades Autónomas

IV. 2. Diferencias territoriales en siniestrabilidad.

Tal como se apuntó en el epígrafe anterior, la siniestrabilidad laboral afecta de formadiferente a cada una de las Comunidades Autónomas españolas. El análisis de estacuestión podría afrontarse considerando algunos indicadores de forma individualcomo los ya mencionados indices de incidencia, frecuencia y gravedad de losaccidentes de trabajo que elabora a nivel regional el Ministerio de Trabajo y deAsuntos Sociales18, o bien construyendo otros nuevos. Por otro lado, y a partir, delas cifras regionales de accidentes de trabajo y de jornadas no trabajadas seconstruyeron otros dos indicadores al relacionar dichas variables con el PIB regional.

No obstante, el estudio conjunto de estos cinco indicadores permite obtener unavisión más global del problema de la siniestrabilidad laboral y estudiar en qué gradoafecta a cada una de las Comunidades Autónomas. Con este fin, dichos indicadoresse han utilizado para realizar un análisis de conglomerados jerárquico (clúster) quepermite clasificar las diecisiete regiones españolas en relación con la intensidad enque se ven afectadas por la siniestrabilidad laboral19.

17

19 Tanto este análisis clúster como el análisis de componentes principales descrito con

18 Las series homogéneas de estos tres indices comienzan en el año 1.988, correspondiendo alaño 1.998 el último dato disponible

Gráfico nº 7Dendograma usando enlace promedio (entre grupos)

El dendograma recogido en el gráfico nº 7 resume los resultados alcanzados en elanálisis de conglomerados realizado20. Esta representación gráfica muestra una de lasprincipales ventajas de este método, que es la posibilidad de realizar agrupaciones adiferentes niveles, desde el mayor grado de desagregación, que sería elcorrespondiente a las diecisiete Comunidades Autónomas, hasta un único grupoformado por todas ellas.

El cálculo de las medias de las cinco variables estudiadas en cada uno de los grupospermite realizar comparaciones entre ellos. En el cuadro nº 4 se muestran losresultados cuando se consideran únicamente dos grupos, el primero formado porAragón, Castilla y León, La Rioja, Canarias, Cantabria, Andalucía, Baleares,Castilla-La Mancha, Galicia, Madrid y Extremadura y el segundo integrado por las

18

20 Como método de conglomeración se ha utilizado la vinculación inter-grupos medida a travésde la distancia euclídea al cuadrado. Los valores de la matriz de distancias se incluyen en elanexo nº 1

posterioridad se realizaron con el programa SPSS 9.0. En ambos casos se utilizó el promedio decada uno de los indicadores durante el periodo 1988-1995, el único para el que existían datos detodos ellos

seis regiones restantes (Navarra, País Vasco, Cataluña, Comunidad Valenciana,Asturias y Murcia).

Los cinco indicadores estudiados tomar un valor superior en el caso de lasComunidades Autónomas englobadas en el segundo grupo, con diferencias queoscilan entre un 25,9 por ciento en el número de jornadas perdidas sobre el PIB y un38,6 por ciento en el índice de frecuencia.

Cuadro nº 4Medias comparadas entre dos grupos

28.6%0,0180,014Accidentes laborales sobre el PIB25.9%0.4520.359Jornadas perdidas sobre el PIB36.5%1.0730.786Índice de gravedad38.6%43.23131.201Índice de frecuencia 35.4%76.4556.48Índice de incidencia

Diferenciaporcentual

MediaGrupo 2

MediaGrupo 1

Indicadores

Descendiendo en el nivel de agregación, el conglomerado formado por Murcia yAsturias es el que presenta medias más elevadas de los indicadores desiniestrabilidad laboral, mientras que Extremadura se sitúa en los niveles más bajos,seguida de Galicia y Madrid.

Una método alternativo para estudiar el problema de la siniestrabilidad regionalconsiste en aplicar el análisis de componentes principales con el objeto de resumir lainformación que aportan los indicadores utilizados y que dada su elaboración resultaaltamente concordante21. Mediante este método es posible construir un indicadorsintético que, sin perder demasiada información, ofrece una visión resumida delproblema analizado. Este indicador explica casi un 85 por ciento de la varianzatotal22 y los resultados obtenidos se representan en el gráfico nº 8.

El indicador creado tiene media cero y toma valores negativos para aquellas regionesen las que los indicadores utilizados reflejan una baja incidencia relativa de losaccidentes de trabajo y valores positivos en caso contrario. Los resultados,lógicamente similares a los obtenidos a través del análisis clúster, sitúan a Asturias yMurcia como las Comunidades Autónomas en las que el problema de lasiniestrabilidad laboral es más agudo (el índice toma un valor igual a 2,2 en el casode Asturias y de 1,3 en el de Murcia). El índice es elevado también en la ComunidadValenciana, Cataluña y País Vasco, ya que en todos los casos se sitúa por encima de0,8. En el extremo contrario, con valores por debajo de -1, aparecen Extremadura y

19

22El componente extraído era el único con autovalor superior a la unidad.

21Para una descripción de este metodo de análisis véase González-Valcárcel (1.991). El anexo nº 2recoge los resultados del análisis factorial para los cinco indicadores utilizados

Madrid, seguidas de La Rioja y Galicia, que exhiben indices ligeramente por encimade dicho valor.

Gráfico nº 8Indicador sintético de siniestrabilidad laboral

V. 3. Tasa regional de temporalidad y accidentes de trabajo

Con el fin de observar como el nivel de temporalidad afecta a los indicadoresregionales de siniestrabilidad laboral en el gráfico nº 9 se presentan sendos diagramasen los que dos formas de medir la temporalidad (la tasa de contratos temporales enlos efectivos no agrarios y el peso relativo de la rama de la construcción en el empleototal) se relacionan con el indice regional de incidencia de accidentes de trabajocorrespondiente al año 1.99823.

Como se puede apreciar en el citado gráfico, la relación entre las dos variables queexpresan el grado de temporalidad regional y los indices de incidencia de losaccidentes de trabajo es estadísticamente poco significativa: el valor de R-cuadradoes muy reducido, especialmente en el caso del peso relativo de la construcción. Noobstante, los diagramas permiten visualizar una clasificación de las regiones conrespecto a los valores de la media nacional.

20

23 A partir de la información sobre tipos de contratos de los efectivos laborales no agrarios quesuministra a nivel autonomico la Encuesta de Coyuntura Laboral que publica trimestralmente elMinisterio de Trabajo y Asuntos Sociales se elaboró una tasa de temporalidad regional. El pesorelativo de la rama de la construcción en el empleo regional se obtuvo a partir de la informacióncontenida en la Encuesta de Población Activa publicada por el Instituto Nacional de Estadística

menor que -1entre -1 y 0entre 0 y 1mayor que 1

En lo que se refiere a la tasa regional de los contratos temporales, una elevadatemporalidad es compatible con indices de incidencia de los accidentes laboralesmuy diferentes. Así, mientras que en Comunidades Autónomas como Murcia,Baleares, Comunidad Valenciana, Canarias y Castilla-La Mancha la mayorpresencia de contratos temporales coincide con niveles de incidencia superiores a losde la media nacional, en el caso de Extremadura, Andalucía y Galicia la mayortemporalidad coincide con bajos indices de incidencia de los accidentes de trabajo.

Gráfico nº 9

21

ANDARA

AST

BAL

CAN

CANT

CLM

CYL

CAT

CVA

EXT

GAL

MAD

MUR

NAVPVA

RIO

70 80 90 100 110 120 130100

Indice Temporalidad

60

70

80

90

100

110

120

130

140

150

100

Indi

ce In

cide

ncia

Acc

iden

tes

Trab

ajo

R-cuadrado = 0.00283 # puntos = 17

Incidencia = 96.9 + 0.072Temporalidad

INCIDENCIA DE ACCIDENTES DE TRABAJO Y TEMPORALIDAD

Media Nacional igual 100Año 1.998

ANDARA

AST

BAL

CAN

CANT

CLM

CYL

CAT

CVA

EXT

GAL

MAD

MUR

NAV PVA

RIO

70 80 90 100 110 120 130 140 150100

Peso Relativo Construcción

60

70

80

90

100

110

120

130

140

150

100

Indi

ce In

cide

ncia

Acc

iden

tes

Trab

ajo

R-cuadrado = 0.000245 # puntos = 17

Incidencia = 103 + 0.0167Construcción

INCIDENCIA DE ACCIDENTES DE TRABAJO Y CONSTRUCCIÓN

Media Nacional igual 100Año 1.998

Algo similar ocurre cuando se contempla el peso relativo del empleo en laconstrucción, puesto que mientras que en regiones como Baleares, Asturias,Canarias y Castilla La-Mancha, una elevada participación del empleo en una ramatan afectada por la temporalidad como es la construcción coincide con elevadosíndices relativos de incidencia, en otras, como Extremadura, Cantabria, Galicia,Andalucía y Castilla y León, el mayor peso de la rama de la construcción, sinembargo, se compatibiliza con una incidencia de los accidentes de trabajo menor quelos valores de la media nacional.

V. 4. Convergencia de la siniestrabilidad regional

En este epígrafe se trata de ver en qué medida las diferencias en los valoresregionales que presenta la siniestrabilidad laboral han aumentado o disminuido a lolargo del tiempo. Para ello el coeficiente de dispersión ( ) utilizado ha sido ela t

siguiente:

a t =S I jt − 100

2

17

12

Gráfico nº 10

22

1.988 1.989 1.990 1.991 1.992 1.993 1.994 1.995 1.996 1.997 1.998

17

18

19

20

21

22

23

24

Ind

ice

Co

nve

rgen

cia

CONVERGENCIA REGIONAL EN ACCIDENTES DE TRABAJO

Donde Ijt es el índice de incidencia (frecuencia) de accidentes de trabajo de la regiónj con respecto a la media nacional en el año t y 100 el valor medio de la incidencia(frecuencia) para el conjunto nacional24.

La evolución en el tiempo de este ratio es expresiva de la evolución del grado deconvergencia de la variable. Así, una disminución apreciable del ratio supondrá unclaro proceso de convergencia. Por el contrario, si el coeficiente aumenta o seestabiliza durante un período de tiempo, el proceso que siguen las comunidadesautónomas en este campo no es el de la convergencia. Los resultados para los dosindices analizados se muestran en el gráfico nº 10.

En general, el indicador de incidencia de accidentes de trabajo presenta una mayorconvergencia que los indices de frecuencia a lo largo de todo el periodo analizado(1.988-1.998). Por otra parte, y como se puede apreciar en el gráfico nº 10, entrelos años 1.988 y 1.993 se produjo un cierto proceso de convergencia en los nivelesde siniestrabilidad regional -que es observable en ambos indices-, cambiandobruscamente esta tendencia en el bienio 1.993-1.995. A partir de 1.995 se detectauna nueva trayectoria hacia la convergencia, si bien los indices alcanzados en el año1.998 denotan un nivel de convergencia inferior al existente hace una década.

VI. Conclusiones

De los análisis realizados en este trabajo se pueden derivar las conclusionessiguientes:

1) El proceso de crecimiento experimentado por la economía española a lo largo delas dos últimas décadas ha sido intensivo en siniestrabilidad laboral: cadaincremento de mil millones de pesetas de PIB ha generado 140 accidentes detrabajo

2) La desagregación en las cuatro grandes ramas productivas puso de manifiesto laelevada siniestrabilidad laboral ligada al sector de la construcción y la pocasignificación estadística de aquella variable en el comportamiento del VABagrario, dada la peculiar estructura ocupacional de esta actividad. El papel de losservicios tiene un signo distinto según se considere únicamente los accidentes detrabajo en el sector o su participación en la generación de los accidentes detrabajo en el conjunto de la economía

3) La incidencia que tiene la temporalidad en la contratación en la siniestrabilidadlaboral resulta contradictoria -al menos en términos estadísticos-, pues losresultados obtenidos cambian radicalmente según que se utilice el número de

23

24 Tomado de Raymond (1.993). El limite inferior del coeficiente de dispersión es cero, cota quese alcanzaría en el supuesto de que todas las regiones tuviesen el mismo índice de incidencia(frecuencia )

contratos temporales o la tasa de temporalidad. La escasa explicación de latemporalidad se mantuvo en la aproximación realizada desde una perspectivaregional

4) A pesar de existir la misma normativa sobre prevención de riesgos laborales entodo el territorio nacional, el comportamiento de las Comunidades Autónomasfrente a la siniestrabilidad laboral es bastante diferenciado. A este respecto,destacan sobre el resto los mayores índices de Asturias y Murcia. La estructuraproductiva de ambas regiones, minería del carbón y elevado peso relativo de laconstrucción en el caso de Asturias y la fuerte presencia de actividades detemporada en la economía murciana, quizás constituyan los factores queexpliquen mejor esas mayores cotas de accidentes de trabajo en estas dosComunidades Autónomas

5) En la última década no se ha producido una evolución clara hacia laconvergencia regional en materia de accidentes de trabajo, puesto que en elperiodo 1.988-1.998 se han podido detectar cambios de tendencia en el valordel índice de convergencia

6) Como corolario final, y a la luz de los resultados obtenidos, creemos que sonnecesarios nuevos análisis con una mayor desagregación por ramas productivassi se quiere avanzar en una mejor comprensión del fenómeno de la altasiniestrabilidad laboral que viene sufriendo nuestro país

24

Anexo nº 2. Análisis factorial

25

Comunalidades

1.000 .902

1.000 .863

1.000 .888

1.000 .704

1.000 .860

índice de incidencia(promedio 1988-95)índice de frecuencia(promedio 1988-95)índice de gravedad(promedio 1988-95)jornadas perdidas poraccidente laboral sobre elpib (promedio 1988-95)accidentes laboralessobre el pib (promedio1988-95)

Inicial Extracción

Método de extracción: Análisis de Componentes principales.

Varianza total explicada

4.217 84.346 84.346 4.217 84.346 84.346.546 10.913 95.259.230 4.602 99.861

5.643E-03 .113 99.9741.302E-03 2.605E-02 100.000

Componente12345

Total% de lavarianza % acumulado Total

% de lavarianza % acumulado

Autovalores inicialesSumas de las saturaciones al cuadrado

de la extracción

Método de extracción: Análisis de Componentes principales.

Matriz de componentesa

.950

.929

.943

.839

.927

índice de incidencia(promedio 1988-95)índice de frecuencia(promedio 1988-95)índice de gravedad(promedio 1988-95)jornadas perdidas poraccidente laboral sobre elpib (promedio 1988-95)accidentes laboralessobre el pib (promedio1988-95)

1

Componente

Método de extracción: Análisis de componentes principales.1 componentes extraídosa.

Anexo nº 3. Fuentes estadísticas utilizadas

Instituto Nacional de Estadística: Contabilidad Trimestral de España. Base 1.986,Madrid, Instituto Nacional de Estadística. Varios años

Instituto Nacional de Estadística: Contabilidad Regional de España. Base 1.986,Madrid, Instituto Nacional de Estadística. Varios años

Instituto Nacional de Estadística: Encuesta de Población Activa. Resultadosdetallados, Madrid, Instituto Nacional de Estadística. Varios años

Ministerio de Trabajo y Asuntos Sociales: Estadística de Accidentes de Trabajo,Madrid, Ministerio de Trabajo y Asuntos Sociales. Varios años

Ministerio de Trabajo y Asuntos Sociales: Boletín de Estadísticas Laborales,Madrid, Ministerio de Trabajo y Asuntos Sociales. Varios años

Ministerio de Trabajo y Asuntos Sociales: Anuario de Estadísticas Laborales y deAsuntos Sociales, Madrid, Ministerio de Trabajo y Asuntos Sociales. Varios años

Ministerio de Trabajo y Asuntos Sociales: Encuesta de Coyuntura Laboral,Madrid, Ministerio de Trabajo y Asuntos Sociales. Varios años

Referencias bibliográficas

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