Revista Galega de Economía Vol. 24-2 (2015)

COMPORTAMIENTO ANTE LA CRISIS DE LA VARIABLE EMPLEO EN EL SECTOR TURÍSTICO: ANÁLISIS

COMPARATIVO ENTRE ESPAÑA Y FRANCIA Mercedes JIMÉNEZ GARCÍA, mercedes.jimenezgarcia@uca.es

Antonio Rafael PEÑA SÁNCHEZ, rafael.pena@uca.es José RUIZ CHICO, jose.ruizchico@uca.es

Facultad de Ciencias Sociales y de la Comunicación, Departamento de Economía General,

Universidad de Cádiz RESUMEN. Este trabajo se centra en analizar de qué forma ha afectado la crisis económica al empleo turístico en Francia y España, dos de las principales potencias turísticas, y si esta variable ha presentado un comportamiento similar tanto antes como durante la crisis. Los principales resultados muestran la mayor influencia en la generación de empleo turístico de las llegadas de turistas extranjeros en España, frente al nivel de riqueza, en el caso francés; la divergencia en el empleo turístico regional durante la crisis en España mientras que en Francia se ha continuado con la convergencia regional de años anteriores; y, finalmente, las variaciones en los componentes del crecimiento del empleo en las principales regiones turísticas, Cataluña e Île-de-France, durante la crisis. Palabras clave: turismo; empleo; convergencia; shift-share. BEHAVIOR OVER THE EMPLOYMENT CRISIS OF VARIABLE IN THE TOURISM SECTOR: A COMPARATIVE ANALYSIS

BETWEEN SPAIN AND FRANCE ABSTRACT.This paper focuses on analyzing how the economic crisis has affected the tourism employment in France and Spain, two of the main tourist powers, and if this variable has presented a similar behavior before and during the crisis. The main results show the greatest influence on the generation of tourism employment of foreign tourist arrivals in Spain, compared to the level of wealth, in the French case; divergence in regional tourism employment during the crisis in Spain and in France has continued regional convergence in past years; and finally, variations in the components of employment growth in major tourist regions, Catalonia and the Ile-de-France, during the crisis. Keywords: tourism; employment; convergence; shift-share. Clasificación JEL: L83, N34. 1. INTRODUCCIÓN. La crisis económica actual que vienen atravesando numerosos países hace propicia la investigación del comportamiento de los distintos sectores bajo estas condiciones socio-económicas diferentes y particularmente difíciles. En este sentido, resulta interesante el estudio del sector turístico, ya que diversa literatura al respecto hace referencia a un comportamiento del mismo diferente durante etapas de recesión y crisis del ciclo económico, en cuanto a tendencia estable y superación de estos periodos (Torres, 1994; Massieu, 2004; Flores y Barroso, 2010). La industria del turismo es, en la actualidad, un sector que se configura como motor de la economía de muchos países, sobre todo desarrollados y emergentes (Nel-lo y Pérez, 2007; Autor, año; Moreno y Picazo, 2012). A nivel mundial, el turismo representa el 9% del PIB y el 8% del empleo total (Ministère de l’écologie, du développement durable et de l’énergie, 2012), y a pesar de la situación de crisis económico-financiera en la que se encuentran inmersas la mayor parte de las economías, en los primeros ocho meses de 2013 las llegadas de turistas internacionales aumentaron un 5%, situando los resultados del turismo internacional por encima de la media del crecimiento económico en la mayoría de las regiones mundiales (OMT, 2013a).

56

Siguiendo la clasificación de la Organización Mundial de Turismo (OMT), Europa es la primera región turística a nivel mundial, tanto por llegadas como por ingresos de turismo internacional (con una cuota de mercado superior al 50% y al 40%, respectivamente) (OMT, 2013b). A su vez, en Europa, los países más destacados turísticamente son Francia y España, que ocupan la primera y cuarta posición del ranking de la OMT sobre los principales destinos turísticos del mundo por llegadas de turistas internacionales (con 83 y 58 millones de visitantes, respectivamente), y se sitúan en el tercer y segundo puesto en cuanto a ingresos por turismo internacional (54.000 y 56.000 millones de dólares, respectivamente) (OMT, 2013b). El turismo, por lo tanto, se presenta como un sector fundamental para las economías francesa y española, tanto en términos de empleo como de contribución al PIB1. Es por todo ello por lo que este trabajo se ha centrado en el análisis comparativo de estos dos países. En base al planteamiento anterior, surgen una serie de interrogantes relacionados con el comportamiento del sector turístico en Francia y España antes y durante la actual época de crisis: ¿responde de la misma manera el sector turístico ante la crisis actual en Francia y en España? La respuesta del sector turístico, ¿aumenta la divergencia entre las regiones de estos países? ¿cuáles son los componentes del crecimiento del empleo en este sector en las principales regiones turísticas de los países analizados, a saber, Île-de-France y Cataluña2? A todas estas cuestiones se intentará dar respuesta a lo largo del presente trabajo, tomando como variable central de los diversos análisis el empleo en el sector turístico. Para tal fin, las fuentes estadísticas consultadas han sido: la Organización Mundial de Turismo (OMT), el Ministère de l’écologie, du Développement durable et de l’énergie, la base de datos de EUROSTAT, el Instituto Nacional de Estadística (INE), el Instituto de Estudios Turísticos (IET), el Ministerio de Industria, Energía y Turismo, la Direction Générale de la Compétitivité de l’industrie et des Services (DGCIS) y el Institut National de la Statistique et des Études Économiques (INSEE). El trabajo se estructura de la siguiente manera: en el segundo apartado se analiza la posible existencia de un comportamiento similar del empleo turístico en España y Francia ante la situación de crisis actual; en el tercer apartado se valora si la crisis ha contribuido al incremento o reducción de la convergencia regional en el empleo del sector turístico en ambos países; en el cuarto apartado se examinan los componentes de crecimiento del empleo en turismo en las principales regiones turísticas de las economías analizadas: Cataluña e Île-de-France; y en el epígrafe final se reúnen las principales ideas y conclusiones del análisis efectuado.

1 En Francia, la industria del turismo representa el 6,5% de su PIB (Ministère de l’écologie, du développement durable et de l’énergie, 2012) y los empleados en alojamiento y restauración el 3,8% de su población activa (INSEE, 2010). Para el caso español, el turismo supone el 15,2% del PIB (WTTC, 2013) y los ocupados en hostelería representaban en 2012 el 7,2% del total de la población activa en España (INE). 2 Cataluña representa el primer destino turístico en España, recibiendo en 2011, un total de 13,8 millones de llegadas de turistas internacionales (lo que representa el 24% de las llegadas turísticas a España) (IET, 2012:106). Por su parte, en Francia, destaca la región Île-de-France como la principal receptora de llegadas de turismo internacional, aumentando en 2012 estas llegadas en un 3,2% respecto al año precedente (INSEE). Además, según el Global Destination Cities Index 2013, entre el top ten de las ciudades más visitadas del mundo se encuentran, en tercer lugar, París, y en décimo puesto, Barcelona.

57

2. RESPUESTA DEL SECTOR TURÍSTICO ANTE LA CRISIS EN ESPAÑA Y FRANCIA. Con el objetivo de realizar una aproximación inicial al primer interrogante planteado en este trabajo, y dada la importancia del turismo tanto en términos de empleo como en su contribución al PIB en España y Francia, ya comentada en el epígrafe precedente, se realiza una comparativa entre la tasa de crecimiento de sus economías, medida a través del PIB, y la de los ocupados en el sector turístico, con objeto de analizar el comportamiento de este último (Gráfico 1). GRÁFICO 1: EVOLUCIÓN DEL CRECIMIENTO DEL PIB Y DE LOS OCUPADOS EN TURISMO, EN FRANCIA Y EN ESPAÑA (EN PORCENTAJE).

Notas: el último dato disponible de empleo por sector de actividad para Francia corresponde al año 2010. las series de PIB para el periodo estudiado, se encuentran valoradas a precios corrientes por lo que a partir de la serie de Índice de Precios al Consumo (IPC) (INE, INSEE), se han calculado las series de PIB a precios constantes, realizando un cambio de base al año 2001 para presentar una información homogénea en ambos países. Fuente: Elaboración propia a partir de INSEE, INE y Ministerio de industria, energía y turismo. En el Gráfico 1 se observa, a través de la evolución de la tasa de crecimiento del PIB, la llegada de la crisis en 2008 a Francia y España, con un recrudecimiento de la misma en 2009, llegando incluso a mostrar tasas negativas para 2012. En cuanto a los ocupados en el sector turístico, estos experimentan un descenso en 2008 mayor en Francia, aunque a partir de ahí presenta una progresión creciente de su tasa de crecimiento, incluso en 2009, el año de mayor caída en el PIB. En España, el mayor descenso en el crecimiento de los ocupados en turismo coincide con el año 2009, y aunque muestra una ligera recuperación en 2010 y 2011, vuelve a presentar valores negativos en 2012. Por tanto, desde el comienzo de la crisis se ha comprobado un mejor comportamiento en las tasas de crecimiento de los ocupados en turismo por encima del crecimiento del PIB de las economías francesa y española. Es más, el sector turístico presenta muestras de recuperación de su actividad antes que el PIB, para el caso del país galo, e incluso ante un peor comportamiento interanual de esta macromagnitud, en el caso español. Estas observaciones parecen no sólo reforzar el planteamiento de un comportamiento más estable y recuperación anticipada del sector turístico ante un periodo económico desfavorable, sino que apuntan hacia la existencia de una respuesta diferente de este sector ante la crisis en Francia y España.

58

Para profundizar en este aspecto, se emplea un análisis de regresión en el que se representa la relación existente entre los empleos del sector turístico (ET) con el nivel de riqueza generada en la economía (PIB) y con la llegada de turistas (TUR) de la siguiente forma:

ETit = F(PIBit , TURit) [1] Todas estas variables vienen referidas a la región i-ésima en el periodo “t”. La ecuación anterior puede representarse en los siguientes términos:

log(ETit) = Cit + αlog(PIBit) + βlog(TURit) [2] Los resultados de la ecuación [2] se estiman empleando mínimos cuadrados ordinarios (MCO) (que equivale a la estimación del modelo de efectos fijos de datos en panel), y cuyos resultados se reflejan en el cuadro siguiente: 3 CUADRO 1: FACTORES EXPLICATIVOS DE LOS EMPLEOS TURÍSTICOS DE LAS REGIONES ESPAÑOLAS Y FRANCESAS.

España Francia Estimaciones Coeficiente t-estadístico Coeficiente t-estadístico

Cit 3,671293 9,444904 -1,410266 -10,09724 log(PIBit) 0,050233 2,606181 0,855338 36,93685 log(TURit) 0,482428 23,808770 0,167779 10,20000 R2 0,801315 0,972611 R2 ajustado 0,799267 0,972330 Test de Durbin-Watson 1,714462 1,944988 Test F 391,2105 3.462,330 nº observaciones 204 198 (Modelos de regresión MCO - Datos de panel). Variable dependiente: log(ETit) Fuente:Elaboración propia.

Las regresiones realizadas a partir de datos en panel han superado los test aplicados sobre autocorrelación y multicolinealidad, y han sido corregidos de heterocedasticidad mediante el procedimiento de White. Contrastadas el resto de las hipótesis del modelo, se puede afirmar que todos los coeficientes de los factores productivos considerados son altamente significativos, y presentan los signos esperados. Los modelos son explicativos, como así queda demostrado tanto por el coeficiente de determinación (R2 y R2 ajustado) como por el test F de Snedecor. En los dos modelos planteados, la participación en el empleo turístico de la riqueza generada y de las llegadas de turistas presentan coeficientes positivos y altamente significativos, por lo que se estima que estas dos últimas variables han jugado un papel importante en la generación de empleo en el sector turístico en ambos países. Por tanto, los resultados anteriores confirman la importancia de la capacidad productiva general de la economía y de la llegada de turistas en la generación 3 Tanto el análisis de regresión como el posterior análisis de convergencia se realizan con datos del periodo 2001-2012 para España y 2003-2011 para Francia. El motivo de esta ligera disimilitud responde a la disponibilidad de los mismos en las diferentes bases de datos consultadas. No obstante, se considera que el modelo es estable y no afecta a los resultados de la investigación de forma significativa, al existir un número suficientemente importante de datos para realizar las estimaciones, no restándose validez al análisis efectuado. Desde el punto de vista territorial, se han efectuado los análisis para las 17 Comunidades Autónomas españolas y las 22 regiones francesas pertenecientes a la Francia Metropolitana.

59

de empleo en el sector turístico de cada uno de los países estudiados. No obstante, existen diferencias en cuanto a la aportación que realiza cada una de las variables consideradas como independientes en el modelo. Con el fin de confirmar dichas diferencias, se ha establecido la misma estimación anterior con las variables estandarizadas4. Los resultados obtenidos se presentan a continuación (Cuadro 2): CUADRO 2: FACTORES EXPLICATIVOS DE LOS EMPLEOS TURÍSTICOS DE LAS REGIONES ESPAÑOLAS Y FRANCESAS (DATOS ESTANDARIZADOS).

España Francia Estimaciones Coeficiente t-estadístico Coeficiente t-estadístico

PIBit 0,115866 1,925614 0,842725 32,01659 TURit 0,770941 14,37232 0,132465 5,095593 Ar(1) 0,146773 2,696093 0,519881 7,045220 Ar(2) - - -0,210019 -2,796851 R2 0,579986 0,986976 R2 ajustado 0,575634 0,986773 Test de Durbin-Watson 1,983929 1,983579 Test F 133,2544 4.850,113 nº observaciones 204 198 (Modelos de regresión MCO - Datos de panel). Variable dependiente: ETit Fuente:Elaboración propia. Según los resultados que se desprenden del cuadro anterior, los datos presentan de nuevo los signos esperados, y al ser datos estandarizados permiten la comparación de los coeficientes estimados5. Se observa como en el caso español, la llegada de turistas presenta un coeficiente mayor al francés; sin embargo, el coeficiente de la generación de riqueza (que presenta un nivel de confianza del 90%), es destacadamente menor al que presenta la regresión de las regiones francesas. Por lo anterior, y según los resultados obtenidos por la estimación realizada y las fuentes estadísticas utilizadas, se constata cómo para los dos países analizados la generación de riqueza y las visitas turísticas presentan una destacada influencia en el empleo del sector turístico, aunque la aportación de ambas es distinta en cada caso. 3. LAS DISPARIDADES REGIONALES EN ESPAÑA Y FRANCIA DESDE LA ÓPTICA TURÍSTICA. Una vez conocida la influencia de las variables llegadas de turistas extranjeros y PIB sobre el empleo turístico en Francia y España, la siguiente cuestión objeto de análisis es conocer si la respuesta del sector turístico, en términos de empleo, durante la crisis aumenta la divergencia entre las regiones de estos países. Para ello se realiza un análisis de convergencia sigma de los empleados en turismo respecto al total de empleos sectoriales.

4 Las variables se han estandarizado estadísticamente mediante la expresión: xii SxxXN /)(

_

siendo “XN” el dato normalizado, “x” el dato original, _x el valor medio de la variable analizada, “Sx”

la desviación típica de la variable, e “i” cada una de las regiones. 5 Al estandarizar todas las variables que se aplican al modelo, están siendo expresadas con una misma base y, consiguientemente, se pueden comparar de forma directa. Véase al respecto Gujarati (2004).

60

La convergencia sigma () es una medida de dispersión que indica el grado de desigualdad existente entre distintas economías, tomando como referencia una determinada variable económica (Autor, Año). Se establece que entre un grupo de entes territoriales existe una tendencia a la convergencia si la dispersión de la variable económica en cuestión entre los mismos tiende a reducirse en el tiempo (Martín, 1998:132). Esta dispersión suele medirse mediante la desviación estándar muestral, o bien mediante el coeficiente de variación. Cuando dicha dispersión muestra una tendencia a reducirse en el periodo analizado se afirma que se está produciendo convergencia sigma. Por tanto, y resumiendo lo anterior, se puede definir como la evolución en el tiempo de las desviación estándar del logaritmo de la variable elegida (en nuestro caso, el empleo en turismo). La fórmula utilizada es la siguiente:

N

N

i tETitET

t

12)ln(ln

[3]

donde “lnETit” es el logaritmo del empleo en el sector turístico en relación a la población ocupada del área geográfica “i” en el año “t”, “lnETt” es el logaritmo del empleo en el sector turístico en relación a la población ocupada de la economía regional en el año “t”, y “N” corresponde al número de espacios territoriales que componen la economía nacional. Tras la aplicación de la convergencia sigma a nivel regional, en el Gráfico 2 se observa un comportamiento diferente entre España y Francia en el empleo turístico en el periodo de crisis. La desaceleración económica ha provocado entre 2007 y 2012 un fuerte proceso divergente en España, mientras que en Francia se ha mantenido la misma línea de convergencia que en años anteriores. Es decir, en España, los empleados por turismo se concentran más en algunas regiones que en otras. GRÁFICO 2: CONVERGENCIA SIGMA DE LOS EMPLEOS EN TURISMO EN ESPAÑA Y FRANCIA, 2001-2012.

Fuente: Elaboración propia.

En términos netos de empleo se produce en España un crecimiento del mismo entre 2001 y 2012, aunque se observa el efecto de la crisis en cuanto a la destrucción de empleo turístico entre 2007 y 2012. Algunas regiones han experimentado una destrucción de

61

empleo más intenso que otras por lo que el proceso de divergencia regional observado durante la crisis viene provocado por la destrucción más intensa de empleo en algunas regiones y no por la creación del mismo. En Francia, en términos generales, se ha producido creación de empleo en turismo durante el periodo de crisis en las diferentes regiones, mientras que en la variable empleos totales, se observa una destrucción de empleo generalizada. Por lo tanto, se puede decir que, en España, la destrucción de empleo general ha venido acompañada por la destrucción de empleo en turismo, mientras que en Francia, ésta ha sido contrarrestada por la generación de empleo turístico en 2007-2011, provocando que se haya observado divergencia regional en el primer caso, y una ligera convergencia en el segundo, en el periodo analizado, respeto al empleo turístico. 4. ANÁLISIS DE LOS COMPONENTES DEL CRECIMIENTO DEL EMPLEO TURÍSTICO EN CATALUÑA E ÎLE-DE-FRANCE. Descendiendo el nivel de análisis del ámbito nacional al regional, se aplica a continuación un análisis shift-share dinámico espacialmente modificado para conocer los componentes del crecimiento del empleo en turismo en las principales regiones turísticas de los países analizados, Cataluña e Île-de-France6, con el objeto de conocer también si existen diferencias en este aspecto en territorios más específicos o se observan similitudes entre ambos. El análisis shift-share es una de las herramientas más empleadas en economía regional para medir los componentes del crecimiento económico de determinadas áreas geográficas, subdiviendo el mismo en tres efectos (nacional, sectorial o estructural y regional o competitivo) (Dunn, 1960). No obstante, el planteamiento clásico del shift-share se ha visto sometido a diversas revisiones y extensiones en respuesta a las limitaciones de este modelo (Casler, 1989; Chalmers y Beckhelm, 1976; Gerking y Barrington, 1981; Knudsen y Barf, 1991; Autor, año), entre las que se encuentra la no consideración de las relaciones interregionales. En este sentido, recientemente han aparecido nuevas aportaciones al análisis tradicional, denominándose shift-share espacial (Nazara y Hewings, 2004; Mayor y López, 2005; Ramajo y Márquez, 2008). En esta investigación se parte del shift-share espacialmente modificado propuesto por Ramajo y Márquez (2008) - ya que, a diferencia de los modelos de Nazara y Hewings, (2004) y Mayor y López (2005), conserva los efectos tradicionales, a los que añade las interacciones espaciales-, al que se le ha aplicado una construcción dinámica, con objeto de estudiar la evolución de sus efectos a lo largo del periodo de análisis temporal. Dado que la propuesta de shift-share espacial de Ramajo y Márquez (2008) parte de su formulación clásica, es necesario señalar que ésta viene expresada por la siguiente identidad:

[4] donde,

: valor de la variable empleo en el periodo final, correspondiente al sector i (i=1,…,S) en el ámbito espacial j (j=1,…,R).

: valor del empleo en el periodo inicial, correspondiente al sector i (i=1,…,S) en el ámbito espacial j (j=1,…,R).

6 Para la realización de este análisis se han identificado como regiones vecinas de Cataluña a Aragón, Valencia, Midi-Pyrénées y Languedoc-Roussillon. Y como regiones vecinas de Île-de-France, las siguientes: Picardie, Haute-Normandie, Centre, Bourgogne y Champagne-Ardenne.

62

[5] Desprendiéndose de la expresión [5] los tres efectos del análisis shift-share clásico: efecto

nacional , efecto sectorial o estructural y efecto regional o

competitivo , también conocidos de ahora en adelante por sus respectivas siglas, como EN, ES y ER. La propuesta de Ramajo y Márquez (2008) consiste en adicionar a este análisis tradicional el siguiente desarrollo de shift-share espacial:

[6] A partir de la expresión anterior [6] se observa la aparición de nuevos efectos espaciales, a saber, el efecto nacional local , denominado de ahora en adelante ENL, equivalente al efecto nacional tradicional pero a nivel local. En este caso, en lugar de emplear la tasa de crecimiento nacional se utiliza el crecimiento medio de los sectores en las regiones vecinas para comparar el crecimiento de la región. El efecto sectorial locacional (ESL), recogido por el término , expresa la ventaja competitiva de la región en el sector i respecto a las regiones vecinas, y el efecto regional locacional (ERL), expresado como , mide el grado de especialización sectorial de cada región, identificando si se encuentra especializada en las ramas en las que tiene ventaja competitiva respecto a las regiones vecinas (Ramajo y Márquez, 2008; Arias y Sánchez, 2010). Sin embargo, antes de someter el territorio objeto de estudio a un análisis shift-share dinámico espacialmente modificado, es necesario detectar la presencia de autocorrelación espacial para la variable estudiada (en nuestro caso, el empleo en el sector turístico) (Arias y Sánchez, 2010:14). Para ello, en esta investigación se ha empleado el índice de la I de Moran, 7 cuya expresión matemática es la siguiente:

donde, y [7]

7 La I de Moran requiere la construcción previa de la matriz de pesos espaciales W, matriz cuadrada no estocástica cuyos elementos miden la interdependencia entre unidades territoriales a través de criterios de contigüidad en función de una distancia basada ya sea en las relaciones comerciales entre las mismas, la longitud de la frontera común, la renta per cápita, los niveles de empleo, etc. En el caso concreto que nos ocupa, se ha empleado el VABpc. La matriz de pesos se estandariza, acotando los pesos entre 0 y 1, de forma que en la diagonal principal todos sus elementos son igual a cero ; los componentes de cada fila suman uno y el valor de una variable en un

territorio es igual a su media ponderada en las zonas vecinas .

63

Siendo n el número de casos, el valor de la variable en un lugar determinado, el valor de la variable en otro lugar diferente, la media de la variable y el peso aplicado a la comparación entre la localización j y la localización k.

TABLA 1: TEST DE AUTOCORRELACIÓN ESPACIAL (2002-2012) ESPAÑA FRANCIA I de Moran I de Moran

2002 -0,155 0,145 2003 -0,291 0,163 2004 -0,330 0,128 2005 -0,338 0,134 2006 -0,351 0,137 2007 -0,491 0,142 2008 -0,595 0,146 2009 -0,503 0,158 2010 -0,505 0,154 2011 -0,530 0,162 2012 -0,499 0,166

Z(i)=2,11 Z(i)=1,69 2002-2012 p-valor=0,0348 p-valor=0,091

Nota: Para el cálculo de las matrices de pesos espaciales se ha empleado el VABpc. En el caso de las regiones francesas se dispone sólo de información de esta variable hasta el año 2011, por lo que se ha empleado el método de predicción Naïve II, con un coeficiente de alisamiento de 0,8, para estimar los valores de la serie en 2012. El mismo método se ha empleado para obtener la cifra de empleo en turismo para Francia en 2012, necesaria para calcular la significancia estadística. Fuente: Elaboración propia. La I de Moran muestra, a partir de la Tabla 1, la presencia de asociación entre valores similares, para el caso de Francia, y disímiles, para el caso de España, durante todos los años que componen el periodo de estudio (I>0, I<0, respectivamente). Esta correlación espacial es mayor para España, que presenta valores más cercanos a -1, y se va incrementando de un año al siguiente. Se rechaza la hipótesis nula en ambos casos, a un nivel de significación del 5% para España y del 10% para Francia. Siguiendo la metodología de Ramajo y Márquez (2008:265), se aplica el shift-share espacialmente modificado con un enfoque dinámico, obteniéndose los diferentes efectos del análisis realizado para cada año del periodo de estudio (2002-2012) (Tablas 2 y 3).8 De forma general, para el periodo de estudio 2002-2012, en la primera parte del shift-share espacial, correspondiente al análisis clásico, se observa cómo en los dos territorios estudiados existe un crecimiento mayor de los ocupados en turismo respecto a la media del resto de regiones de los respectivos países por el buen comportamiento de la variable a nivel nacional (efecto sectorial) que, en el caso de Île-de-France también viene explicado

8 La serie de datos original viene expresada de forma trimestral. No obstante, siguiendo a Barf y Knight (1988), se han utilizado datos anuales para la formulación dinámica del shift-share, aunque existen aplicaciones dinámicas con otros periodos temporales. Véase al respecto Garrido (2002:115).

64

por el dinamismo del sector en la región en comparación con el sector a nivel nacional. En cuanto a los últimos tres componentes del análisis, que incluyen el efecto locacional, se sigue observando un efecto neto positivo en ambos casos (ESL+ERL), motivado tanto por factores estructurales a nivel local como por un crecimiento medio de los ocupados en turismo de Cataluña e Île-de-France superior al de las regiones contiguas, lo que se traduce en una mayor competitividad. Esto puede motivar la posibilidad de hablar de estos destinos como clusters turísticos ya sea desde la óptica de cluster como producto turístico o desde el punto de vista de la aplicación de la teoría de Porter y su modelo de competitividad (véase Varisco, 2007:34). TABLA 2: SHIFT-SHARE ESPACIAL Y ESPACIAL DINÁMICO PARA LOS OCUPADOS EN TURISMO EN CATALUÑA (2002-2012) Cataluña: Shift-share espacial (2002-2012)

EN ES ER ENL ESL ERL

85980,70 451500,17 -17558,87 16040,83 84233,29 419647,89 Cataluña: Shift-share espacial dinámico (2002-2012)

EN ES ER ENL ESL ERL

2002 63490,23 31315,06 -18369,29 11941,35 5889,79 61363,58 2003 87824,60 -17007,60 -27976,00 16198,28 -3136,86 29779,59 2004 87293,08 -14766,76 -10656,32 15877,36 -2685,86 48678,50 2005 128234,59 12454,90 -41,49 23169,43 2250,35 115228,22 2006 99573,76 31642,75 -3058,51 17590,97 5590,09 104976,94 2007 79103,32 40526,11 -12214,43 11670,81 5979,17 89765,02 2008 -12928,45 54147,51 12160,94 -1685,36 7058,70 48006,66 2009 -184482,79 82450,42 10732,36 -28027,84 12526,41 -75798,57 2010 -60241,99 87684,45 6694,54 -9159,71 13332,29 29964,41 2011 -50934,15 83199,88 7553,27 -7556,39 12343,21 35032,18 2012 -123194,40 119308,51 6839,89 -19083,01 18481,08 3555,93 Estadísticas descriptivas

Media 10339,80 46450,48 -2575,91 2812,35 7057,12 44595,68 Mediana 63490,23 40526,11 -41,49 11670,81 5979,17 48006,66 Máx 128234,59 119308,51 12160,94 23169,43 18481,08 115228,22 Mín -184482,79 -17007,60 -27976,00 -28027,84 -3136,86 -75798,57 Desv. Estándar 103153,23 43735,47 13156,48 16870,39 6740,66 52620,03 Suma 113737,80 510955,23 -28335,03 30935,89 77628,36 490552,46

Fuente: Elaboración propia. Descendiendo a un nivel de análisis más detallado, los estadísticos descriptivos del análisis dinámico denotan que éste nos proporciona una información con un menor sesgo y más aproximativa a las causas explicativas del comportamiento de los ocupados en el sector turístico en los dos territorios estudiados antes y durante la actual situación de crisis. De esta manera, se observa una menor repercusión de la crisis en los componentes del crecimiento de la variable estudiada en el caso de Île-de-France que en Cataluña. Mientras que el primero presenta, durante todos los años que componen el periodo de estudio, una especialización mayor que a nivel nacional y que en sus regiones limítrofes,

65

en un sector con un crecimiento por encima de la media (efecto sectorial positivo tanto en su componente tradicional (ES) como espacial (ESL)), para el caso de Cataluña se denota que antes de la crisis, la economía nacional así como de las regiones vecinas, “tiraba” o producía un efecto arrastre de los ocupados en turismo, efecto que se invierte a partir de 2008, donde tanto EN como ENL toman valores negativos para todos los años.

TABLA 3: SHIFT-SHARE ESPACIAL Y ESPACIAL DINÁMICO PARA LOS OCUPADOS EN TURISMO EN ÎLE-DE-FRANCE (2002-2012)

Île-de-France: Shift-share espacial (2002-2012)

EN ES ER ENL ESL ERL

41720,95 93937,50 9880,55 2985,47 6721,98 135831,55

Île-de-France: Shift-share espacial dinámico (2002-2012)

EN ES ER ENL ESL ERL

2002 7765,96 20368,77 418,27 558,66 1465,26 26529,08 2003 -1828,63 17024,15 518,49 -131,66 1225,71 14619,95 2004 1503,34 11167,88 1132,78 107,88 801,44 12894,67 2005 6435,02 9751,13 -466,15 459,91 696,91 14563,18 2006 11275,98 5273,04 145,98 806,73 377,25 15511,02 2007 18097,26 3774,01 2492,73 1292,46 269,53 22802,01 2008 2617,44 3329,98 95,58 184,90 235,23 5622,87 2009 -19537,68 11685,94 -561,26 -1383,40 827,44 -7857,04 2010 4137,53 15103,17 -76,70 293,47 1071,24 17799,30 2011 10184,71 13286,29 492,00 722,73 942,83 22297,44 2012 11374,57 1258,00 5852,43 805,15 89,05 17590,80 Estadísticas descriptivas

Media 4729,59 10183,85 913,10 337,89 727,45 14761,21 Mediana 6435,02 11167,88 418,27 459,91 801,44 15511,02 Máx 18097,26 20368,77 5852,43 1292,46 1465,26 26529,08 Mín -19537,68 1258,00 -561,26 -1383,40 89,05 -7857,04 Desv. Estándar 9770,99 6161,23 1839,32 694,45 442,24 9361,46 Suma 52025,50 112022,36 10044,14 3716,83 8001,90 162373,27

Fuente: Elaboración propia.

Por otra parte, también se observa claramente la influencia de la crisis en el signo del ER. Los ocupados por turismo en Cataluña han tenido un peor comportamiento que el crecimiento medio de esta variable a nivel nacional, no obstante, a partir de la crisis se observa un dinamismo por encima de la media. A nivel local, sin embargo, excepto para 2009, el crecimiento de esta variable siempre ha estado por encima del presentado por sus regiones vecinas. Por lo tanto, en Cataluña se han detectado, antes de la entrada de la crisis, desventajas a nivel nacional (ER negativo), pero ventajas respecto a las regiones limítrofes (ERL positivo) mientras que a partir de la actual crisis, las desventajas nacionales se han convertido en una mejora de la competitividad respecto a la media de la nación y en continuar como región más competitiva en población ocupada en turismo, respecto a las que la rodean (excepto para 2009). Esta observación puede venir explicada bien por la existencia de determinados factores en Cataluña que, en época de crisis,

66

supongan una ventaja en relación al comportamiento de la nación, bien por una más acusada pérdida de competitividad del resto de Comunidades españolas en lo que a ocupados turísticos se refiere, o bien a la conjunción de ambas. Tanto en Île-de-France como en Cataluña, de forma general, la configuración de la estructura de ocupados en el sector turístico es más favorable a nivel global que a nivel local, mientras que, excepto para 2009, ambas regiones fueron más competitivas en la variable analizada, a nivel local que a nivel global. En definitiva, se observa un comportamiento “más sólido”, con cambios menos acusados por la situación de crisis en los efectos sobre el comportamiento de los ocupados en turismo en Île-de-France que en Cataluña (en el primero, no todos los valores mínimos son negativos, fundamentalmente gracias a factores estructurales, y los cambios de signos en los componentes explicativos del comportamiento de la variable estudiada son mucho menos perceptibles a partir de la crisis que en el caso de Cataluña). 5. CONCLUSIONES. España y Francia, dos de las principales potencias turísticas a nivel mundial, y que ostentan cifras muy próximas en cuanto a llegadas e ingresos por turismo internacional, sin embargo, experimentan notables diferencias en el comportamiento y evolución de una de las principales económicas del sector, como es el número de ocupados en turismo. En este sentido, a pesar de que tanto la llegada de turistas extranjeros como el PIB son variables relevantes en la generación de empleo turístico en estos dos países, en España es la primera la que ejerce una mayor influencia sobre el empleo en turismo; mientras que para el caso francés, es el nivel de riqueza generada. Estas dos potencias turísticas, no sólo divergen en este aspecto, sino que también manifiestan una respuesta diferente ante la actual crisis en cuanto a la evolución en la convergencia/divergencia regional de su nivel de empleo turístico. Mientras que en España, se observa a partir de 2007 un incremento de las divergencias regionales en esta variable, motivada fundamentalmente, por un proceso de destrucción de empleo turístico sufrido más intensamente por unas regiones que por otras; en Francia, se ha continuado durante la crisis con el proceso de convergencia regional que se venía dando en años anteriores, gracias a la creación de empleo en ese sector. De esta manera, se puede decir que, a través del análisis realizado, el comportamiento de los ocupados en turismo en Francia, sí responde al comportamiento mencionado por diversa literatura, al que se hizo mención en el epígrafe introductorio, en el sentido de que el sector turístico manifiesta un mejor comportamiento que otros sectores durante las fases de crisis del ciclo económico. Finalmente, estas disimilitudes en el empleo turístico entre estos dos países también se reflejan en sus principales regiones turísticas: Cataluña, para el caso español, e Île-de-France para Francia. En ambos, el crecimiento del número de ocupados en turismo supera la media nacional, presentando una mayor competitividad que sus regiones vecinas. No obstante, sí se han apreciado diferencias entre ambos territorios durante la actual etapa de crisis, ya que ésta ha tenido una mayor repercusión en los componentes del crecimiento del empleo turístico en el caso de Cataluña que en Île-de-France. En este último, el comportamiento de su empleo turístico no presenta cambios perceptibles entre el periodo anterior a la crisis y la situación actual, caracterizado, fundamentalmente, por su especialización y crecimiento. A diferencia del caso francés, en Cataluña, la crisis provoca una mejora de su competitividad general en cuanto a ocupados en el sector turístico respecto al indicador nacional y a sus regiones limítrofes. Esta observación permite abrir futuras líneas de investigación que persigan explicar las causas que han

67

motivado este cambio, ya sean imputables a una mejora en las políticas de empleo turístico de la comunidad catalana, o a un efecto más acusado de la crisis sobre sus regiones colindantes, de menor tradición turística, entre otras posibles causas. REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS. Arias Ramírez, R. y Sánchez Hernández, L. (2010): “Competitividad, especialización y

mercado laboral en el cantón de Pérez Zeledón: Un análisis de economía regional”, IICE, 28(1).

Barff, R. A. y Knight III, P.L. (1988): “Dynamic Shift-Share Analysis”, Growth and Change, 19 (2), 1-10.

Casler, S.D. (1989): “A theorical context for shift and share analysis”, Regional Studies, 23(1); 43-48.

Chalmers, J.A. y Beckhelm, T.L. (1976): “Shift and share and the theory of industrial location”, Regional Studies, 4(1); 15-23.

Direction Générale de la compétitivité de l’industrie et des services (DGCIS): http://www.dgcis.gouv.fr/ (Consultado el 28 de enero de 2014).

Dunn, E. (1960): “A statistical and analytical technique for regional analysis”, Papers of the Regional Science Association, 6, 97-112.

Eurostat: http://epp.eurostat.ec.europa.eu/portal/page/portal/eurostat/home/ (Consultado el 11 de enero de 2014).

Flores Ruiz, D. y Barroso González, M. O. (2010): “Comportamiento del turismo internacional en tiempos de crisis económicas”, XII Reunión de Economía Mundial, Santiago de Compostela.

Garrido Yserte, R. (2002): Cambio estructural y desarrollo regional en España, Pirámide, Madrid.

Gerking, S.D. y Barrington, J. (1981): “Are regional share effects constant over time?”, Journal of Regional Science, 21; 163-174.

Gujarati, D.N. (2004): Econometría, 4ª edición. McGraw-Hill, México. Instituto de Estudios Turísticos (IET) (2012): Informe anual 2011. Ministerio de industria,

energía y turismo. Institut National de la Statistique et des Études Économiques (INSEE):

http://www.insee.fr/fr/themes/document.asp?reg_id=20&ref_id=20231 (Consultado el 4 de enero de 2014).

Instituto Nacional de Estadística (INE): http://www.ine.es/ (Consultado el 12 de enero de 2014).

Knudsen, D.C. y Barf, R. (1991): “Shift-Share Analysis as a Linear Model”, Environment and Planning, 23; 421-431.

Martín Rodríguez, M. (1998): “La economía de las regiones españolas en el largo y muy largo plazo”, en Mella Márquez, J.M.: Economía y Política Regional en España ante la Europa del siglo XXI, Akal Textos, Madrid, 129-146.

Massieu, A. (2004): “El sector turístico visto desde la OMT: una reflexión a partir de la coyuntura reciente a nivel mundial”, en Uriel, E. y Hernández, R.: Análisis y tendencias del turismo, Pirámide, Madrid, 19-44.

MasterCard Global Destination Cities 2013 Index: http://newsroom.mastercard.com/digital-press-kits/mastercard-global-destination-cities-index-2013/ (Consultado el 28 de diciembre de 2013).

Mayor Fernández, M. y López Menéndez, A.J. (2005): “El análisis shift-share: nuevos desarrollos espaciales”, VIII Encuentro de Economía Aplicada, Murcia.

68

Ministère de l’écologie, du développement durable et de l’énergie: http://lannuaire.service-public.fr/services_nationaux/administration-centrale-ou-ministere_172222.html

Ministerio de industria, energía y turismo: http://www.minetur.gob.es/es-ES/Paginas/index.aspx (Consultado el 3 de enero de 2014).

Moreno Gil, S. y Picazo Peral, P. (2012):”Difusión de la investigación científica en revistas de turismo realizada por instituciones españolas”, Revista de Análisis Turístico, 14(2); 33-52.

Nazara, S. y Hewings, G.J.D. (2004): “Spatial Structure and Taxonomy of Decomposition in shift-share analysis”, Growth and Change, 35(4); 476 - 490.

Nel-lo Andreu, M. y Pérez Albert, Y. (2007): “La política turística en Panamá. Resultados y perspectivas”, Cuadernos de Turismo, 20; 199-221.

Organización Mundial del Turismo (OMT) (2013a): “International tourism on the rise boosted by strong performance in Europe”, Comunicado de prensa, 17 octubre 2013.

Organización Mundial del Turismo (OMT) (2013b): Tourism Highlights, 2013 Edition, UNWTO.

Ramajo Hernández, J. y Márquez Paniagua, M.A. (2008): “Componentes espaciales en el modelo shift-share. Una aplicación al caso de las regiones peninsulares españolas”, Estadística española, 50 (168); 247-272.

Torres Bernier, E. (1994): “Turismo y desarrollo regional”, Papers de Turisme, 14-15, 95-102.

Varisco, C. (2007). “Iniciativas de desarrollo local y fomento del cluster turístico”, Aportes y Transferencias, 1, 11, 31:42.

World Travel & Tourism Council (WTTC): http://www.wttc.org/ (Consultado el 13 de enero de 2014).

Revista Galega de Economia at Ideas: http:// https://ideas.repec.org/s/sdo/regaec.html Rules and News of Revista Galega de Economía at: http://www.usc.es/econo/RGE/benvidag.htm