ANÁLISIS EFECTIVIDAD REFORMA LABORAL (FEDEA)

El deterioro de la competitividad de la economía española se remonta, no obstante, a comienzos de la primera década del siglo XXI (Bentolila et al. 2012), pero el nuevo descenso de ésta observado durante las primeras fases de la crisis y el extremo aumento del desempleo que tuvo lugar en los dos primeros años de la misma llevó a una reacción por parte del gobierno español que resultó en la aprobación de una serie de reformas estructurales que trataron de adaptar el mercado de trabajo español a estas nuevas circunstancias.

Así, una primera reforma laboral aprobada en 2010, entre otras disposiciones, redujo la indemnización por despido improcedente para las nuevas contrataciones indefinidas a 33 días de salario (en lugar de 45 días) por año de antigüedad a la par que elevaba, de manera gradual durante cuatro años, de 8 a 12 días por año trabajado la indemnización por despido para los contratos temporales.

También amplió las condiciones en las que un despido por causas objetivas podría justificarse. En este caso, el empleador paga 20, en lugar de 45, días de salario por año de antigüedad. Adicionalmente, esta reforma introdujo una bonificación por parte del FOGASA de 8 días por año trabajado para los despidos en empresas con menos de 25 empleados.

Tras el cambio de gobierno en España, en febrero de 2012 se aprobó una segunda reforma laboral que introdujo dos cambios principales. En primer lugar, se dio prioridad a los acuerdos de negociación colectiva a nivel de empresa sobre los establecidos en el sector o a nivel regional y se hizo más fácil que las empresas puedan no aplicar el convenio colectivo que las cubre y poner en práctica medidas de flexibilidad interna como alternativa a la destrucción de empleo.

En segundo lugar, las disposiciones de protección del empleo se modificaron de nuevo de manera significativa. Así, por ejemplo, se trató de clarificar la definición de despido por causas objetivas, se redujeron las indemnizaciones por despido improcedente tanto para los contratos ya existentes como para las nuevas contrataciones y se eliminó la exigencia de autorización administrativa para los despidos colectivos.

Además, se introdujo un nuevo contrato indefinido, el contrato de apoyo a emprendedores, para los empleados a tiempo completo en las pequeñas empresas, cuya principal novedad es la extensión del período de prueba a un año. El mes pasado se cumplieron cuatro años desde la aprobación de la última reforma laboral en España.

Parece por tanto deseable hacer ahora una evaluación del impacto de dicha reforma sobre algunas de las principales magnitudes del mercado de trabajo español. Ya existen algunas evaluaciones de la misma pero todas concentran su atención en los primeros meses de su aplicación (BBVA, 2013, Izquierdo et al., 2013, OCDE, 2014).

En los últimos cuatro años, no obstante, se han sucedido dos etapas totalmente distintas en cuanto a crecimiento del empleo. En los primeros 12 meses tras la aprobación de la reforma, la afiliación a la Seguridad Social siguió descendiendo y acumuló una caída de más de 700.000 afiliados.

Sin embargo, desde febrero de 2013 y hasta finales de 2015 se han conseguido recuperar algo más de 1.1 millones de afiliados, siendo el saldo neto de estos cuatro años positivo: casi 400.000 afiliados a la Seguridad Social más que en febrero de 2012.

Por otro lado, los flujos laborales también parecen haber experimentado cambios importantes en los últimos cuatro años. Así, el número de desempleados que ha encontrado empleo ha pasado de 837 mil al trimestre en media para los cuatro años anteriores a febrero de 2012 a 922 mil en los últimos cuatro años.

De manera paralela, las salidas del empleo al desempleo parecen haberse ralentizado tras la aprobación de la reforma laboral: el número medio de despidos ha pasado de 898 mil por trimestre en media para el periodo 2008-2012 a 809 mil en los últimos cuatro años.

La transición desde el desempleo al empleo parece haberse empezado a recuperar desde mediados del año 2012 tanto para la contratación indefinida como, sobre todo, para la temporal.2 Asimismo, parece que el riesgo de despido de ambos tipos de contrato se ha visto algo reducido desde el año 2012, sobre todo, en este caso para los empleados con contrato indefinido

La pregunta fundamental, no obstante, es si la reforma laboral ha contribuido de forma significativa a este cambio en la tendencia en las series de afiliación y flujos o si, por el contrario, fueron otros factores los que, al animar el crecimiento económico del país, lograron este importante cambio de tendencia observado desde el año 2013. Como se decía en García Pérez y Jansen (2015), la única manera de aportar rigor a este debate es a través de una evaluación rigurosa en base a técnicas que permitan la identificación de efectos causales atribuibles de forma inequívoca a la reforma.

En este trabajo se propone avanzar en este sentido, tratando de contestar la siguiente pregunta: ¿Cuál habría sido y estaría siendo el comportamiento actual de estas series si la reforma no se hubiera adoptado? En el verano de 2013 el Gobierno publicó un primer informe de evaluación de la reforma laboral (MEySS, 2013) y unos meses después la OCDE publicó su propio informe de evaluación (OCDE, 2014).

Los resultados de este último informe apuntan a que la reforma podría haber contribuido a un aumento de tres puntos en la proporción de empleos permanentes en las nuevas contrataciones a la vez que aporta evidencia de que los incentivos a las medidas de flexibilidad interna dentro de las empresas han contribuido sobre todo a salvar los puestos de trabajo de los trabajadores con contratos temporales.

Sin embargo, este informe solo utiliza datos de unos meses tras la aprobación de la reforma para evaluar su impacto en el mercado de trabajo. Estos meses, además eran meses de recesión por lo que puede que sus resultados estén afectados por el contexto económico de los meses usados para su obtención.

Parece, por tanto, del todo procedente realizar ahora una evaluación causal de la reforma en base a la información sobre lo ocurrido en este periodo de tiempo más largo que incorpora, como se indicaba antes, tanto meses de recesión como meses de fuerte crecimiento económico.

Este último aspecto es importante porque los efectos de reformas en el mercado laboral suelen producirse gradualmente y el efecto potencial de este tipo de reformas suele manifestarse solo de manera plena en períodos de crecimiento. La reforma laboral de 2012 incluía numerosas medidas y cambios en importantes y diversas instituciones laborales. Sin embargo, el presente informe se centrará en los efectos que los cambios en las reglas de contratación y despido pueden haber tenido en estas dos decisiones empresariales.

Por tanto, lo que se presenta en este informe no es una evaluación general del impacto de la reforma laboral sobre el mercado de trabajo en general sino sobre dos de sus principales magnitudes: las transiciones desde el desempleo al empleo o tasas de contratación y las transiciones desde el empleo al desempleo o tasas de despido.

La estimación de modelos de duración para las tasas de salida del desempleo al empleo y del empleo al desempleo son un buen primer paso para ver si la reforma laboral de febrero de 2012 ha conseguido mejorar las probabilidades de obtener un empleo (estable) en el caso de los desempleados o ha ayudado a mantener el empleo en el caso de los ocupados.

Nuestros resultados indican que la reforma laboral de 2012 parece haber animado la salida del desempleo hacia un empleo indefinido tanto en términos absolutos como relativos frente a la alternativa del contrato temporal.

Como resultado, el mercado laboral español está mostrando algunos signos de mayor dinamismo y de menor dualismo en la contratación. Nuestro análisis confirma que, como se obtuvo en OCDE (2014), la reforma ha aumentado la probabilidad de salir del desempleo al empleo indefinido en un 51.3 % haciendo que esta tasa de transición mensual aumente de un 1,7% a un 2.6%, en promedio, durante los primeros doce meses en el desempleo.

No obstante, debido a que la salida al empleo temporal no ha variado significativamente y sigue siendo, con diferencia, la opción más probable (11.8% en media para los doce primeros meses de desempleo), el efecto agregado de este aumento en la transición al empleo indefinido sobre el stock de trabajadores con contrato indefinido no es muy relevante a corto plazo.

Por otra parte, el efecto de la reforma sobre las transiciones desde el empleo indefinido al desempleo no es muy significativo aunque, cuando lo es, muestra el esperado signo negativo. Por el contrario, encontramos evidencia de una reducción de entorno al 11% en la tasa de despido para trabajadores temporales, posiblemente como resultado de la aplicación de medidas de flexibilidad interna como alternativa a la terminación del contrato.

Sin embargo estas medidas parecen no haber tenido efecto sobre los trabajadores con contrato indefinido. Aunque es necesario un análisis más detallado sobre este asunto, parece que su efecto haya quedado compensado con el mayor incentivo al despido que puede haber supuesto la bajada en las indemnizaciones por despido improcedente para dichos contratos también aprobados en esta reforma.

En definitiva, nuestros resultados apuntan a un efecto positivo pero pequeño de la reforma en términos de reducción de la extrema dualidad laboral del mercado de trabajo español ya que todavía la salida del desempleo al empleo temporal es casi cinco veces más

REFORMA 2012: CAMBIOS EN LA CONTRATACIÓN Y EL DESPIDO

La Reforma Laboral aprobada en febrero de 2012 mediante el RDL 3/2012 y posteriormente ratificada en julio mediante la Ley 3/2012 fijó como uno de sus principales objetivos el avance en la "flexiseguridad", desarrollando para ello diversas medidas que buscan el equilibrio entre la flexibilidad interna y la externa; entre la regulación de la contratación indefinida y la temporal y entre la movilidad interna en la empresa y la de los mecanismos extintivos del contrato de trabajo.

CAMBIOS EN LAS REGLAS DE CONTRATACIÓN

• Se introduce una nueva modalidad contractual, el Contrato Indefinido de Apoyo a los Emprendedores, para empresas de menos de 50 trabajadores y con un periodo inicial de prueba de un año. Este contrato tiene los mismos costes de despido que el resto de contratos indefinidos pero lleva aparejados importantes incentivos en materia fiscal y de bonificaciones a la Seguridad Social.
• Prohibición de encadenar contratos temporales más allá de 24 meses y elevación del coste de despido de dichos contratos hasta 12 días (a partir de 2015). 
• Fomento del trabajo a tiempo parcial y regulación del teletrabajo, permitiendo la realización de horas extraordinarias de una manera más flexible en los contratos a tiempo parcial, e incluyendo las mismas en la base de cotización por contingencias comunes. 

CAMBIOS EN LAS REGLAS DE DESPIDO

• Generalización de la indemnización de 33 días por año de servicio con un máximo de 24 mensualidades en las indemnizaciones por despido improcedente.8 • Eliminación del denominado "despido exprés" por el cual el empresario podía despedir sin necesidad de juicio siempre que depositara en el juzgado el importe de la indemnización por despido improcedente y el trabajador aceptara dicha indemnización en el plazo de 48 horas. 
• Eliminación del pago de salarios de tramitación mientras el despido está siendo considerado judicialmente. • Modificación de los subsidios al despido introducidos en la Reforma de 2010 para que queden solo para los despidos clasificados como procedentes en empresas de menos de 25 trabajadores. En estos casos, el Fondo de Garantía Salarial (FOGASA) abonará al trabajador una parte de la indemnización en cantidad equivalente a ocho días de salario por año de servicio. De esta forma se equipara, en la práctica, el coste de despido para temporales e indefinidos en empresas de menos de 25 trabajadores.
• Introducción en la ley de nuevos criterios para la valoración de las causas económicas, técnicas, organizativas y productivas del despido, de cara a hacerlas más objetivas. Concretamente se permitió clasificar un despido como procedente cuando la empresa acredite que su nivel de ingresos (ventas) ha disminuido en términos interanuales durante al menos tres trimestres consecutivos. 
• Supresión de la autorización administrativa en los despidos colectivos.
• Refuerzo de elementos sociales en los despidos colectivos, que tendrán que ser pactados en convenio colectivo o durante el periodo de consultas para determinados trabajadores (mayores, con discapacidad, etc.). Así, por ejemplo, las empresas que adopten un despido que afecte a más de 50 trabajadores deberán ofrecer un plan de recolocación. 
• Nulidad del despido por errores de forma en los despidos colectivos. Estos errores se materializan, según el artículo 23.5 de la Ley 3/2012 en la no realización del período de consultas, la falta de entrega de la documentación prevista en el artículo 51.2 del Estatuto de los Trabajadores o la falta de seguimiento del procedimiento establecido en el artículo 51.7 del mismo texto legal. 
• Además, se reduce la brecha en los costes de despido entre contratos indefinidos y temporales al continuar con la medida adoptada ya en la reforma de 2010 consistente en aumentar gradualmente desde los 8 a los 12 días por año trabajado (a razón de un día por año entre 2011 y 2015) la indemnización por despido en los contratos temporales.

Como es habitual en este tipo de modelos (Véase Meyer, 1990, por ejemplo), la duración del desempleo disminuye significativamente la probabilidad de salir del desempleo de una manera no lineal. Por otra parte, las prestaciones por desempleo reducen fuertemente la probabilidad de re-empleo, aunque el impacto disminuye con la duración del episodio de desempleo (Véase García-Pérez y Rebollo, 2015).

La edad tiene también un impacto importante en la probabilidad de salir del desempleo: en particular, los individuos más jóvenes tienen menos probabilidades de salir a un empleo permanente que sus colegas mayores. El nivel de cualificación tiene un impacto diferencial en la probabilidad de salir al empleo temporal o indefinido: los más cualificados salen con mayor probabilidad al empleo indefinido que los menos cualificados, que van más frecuentemente al empleo temporal.

Ser inmigrante penaliza la probabilidad de salir del desempleo, en particular, hacia un empleo con contrato indefinido, y los hombres salen más rápidamente al empleo temporal que las mujeres, que tienen algo más de probabilidad de salir hacia un empleo indefinido.

Si distinguimos entre la salida del desempleo a un contrato temporal y a un contrato indefinido, vemos que el impacto estimado de la reforma es mayor, y solo significativo en el caso de la salida al empleo indefinido (el coeficiente estimado es 0.414 frente a 0.041 en la salida al empleo temporal). Esto quiere decir que la reforma laboral, según estos resultados, ha elevado la probabilidad de salida del desempleo al empleo indefinido en un 51.3% frente a un impacto no significativo sobre la salida al empleo temporal.

Como la tasa media de salida del desempleo al empleo temporal es en nuestra muestra de un 8.15% (11.8% para los primeros 12 meses) y a un empleo indefinido de un 1.2% (1.7% en los 12 primeros meses), esto quiere decir que la tasa media de salida del desempleo al empleo temporal en nuestra muestra no ha variado significativamente con la reforma mientras que la probabilidad de salir del desempleo al empleo indefinido ha pasado en media a ser de un 1.75% al mes (2.6% en media para los primeros 12 meses de desempleo).

Tal y como recoge el Cuadro 1, el comportamiento estimado de la salida del desempleo al empleo en general es muy distinto para el periodo anterior y posterior al momento de la reforma laboral, esto es, a febrero de 2012. Así, observamos que aunque la tendencia general de esta serie (independientemente de las características individuales y agregadas consideradas) es decreciente antes del año 2012, tras la introducción de la reforma la serie pasa a tener una tendencia creciente y cuadrática con derivada negativa.

Algo parecido ocurre en el modelo donde se distingue por tipo de contrato en el nuevo empleo, si bien en este caso la tendencia que parece cambiar con la introducción de la reforma es la de la salida del desempleo al empleo temporal que, toma una evolución más positiva que antes de la reforma. Sin embargo, en la salida del desempleo al empleo indefinido no se estima ningún cambio en la tendencia de la serie adicional al efecto escalón ya comentado antes y que eleva esta salida en un 51.3%.

Finalmente, el modelo recogido en el último panel de la Tabla 2 nos muestra que son las empresas de menos de 25 trabajadores las que más están contratando desempleados en base a un contrato indefinido tras la introducción de la reforma (+0.650 frente 0.407 para empresas de entre 26 y 50 trabajadores y 0.183 para empresas de más de 50 trabajadores).

Este resultado es especialmente llamativo ya que son las empresas de tamaño inferior a 25 trabajadores las que, como se explicaba en la Sección 2, tienen un mayor incentivo a firmar contratos indefinidos ya que, en caso de despido posterior, los costes de indemnización, con la bonificación del FOGASA disponible hasta finales de 2013, son prácticamente iguales a los de un contrato temporal.

De hecho, si de nuevo ajustamos aún más el margen de tamaño para comparar salidas a empresas muy similares en tamaño pero ligeramente por encima o por debajo de este límite de 25 trabajadores obtenemos resultados muy clarificadores que indican que este margen es importante para la salida hacia el empleo indefinido.

Especialmente intenso es el impacto estimado de la reforma laboral en la tasa de salida del desempleo al empleo indefinido entre los jóvenes. Así, por ejemplo, el coeficiente estimado para la salida al empleo indefinido de estos trabajadores es de 0.634 frente a 0.314 en el resto de trabajadores.

Esto quiere decir que, si computamos el ratio de probabilidad estimado para estos casos, la salida al empleo indefinido para los jóvenes ha crecido en casi un 88.5% frente a un crecimiento estimado del 36.9% en el caso de mayores de 30 años. Como esta salida al empleo indefinido entre los jóvenes está, en media, en torno al 1.1% mensual, nuestra estimación está indicando que dicha tasa puede haberse elevado gracias a la reforma a niveles de entorno el 2.07%.

Un ejercicio distinto es el que se presenta en la Tabla 4 donde se muestran los resultados cuando el modelo se estima por separado para parados de corta y de larga duración. Concretamente, se estima el modelo por separado para duraciones en el desempleo menores o iguales y mayores a 12 meses.

Aunque a nivel agregado, para toda la población, se observan pocas diferencias en el impacto de la reforma sobre parados de corta o de larga duración (los coeficientes estimados para el impacto de la reforma son similares en magnitud aunque no en significatividad), los impactos tienden a ser más significativos para parados de corta duración.

Cuando distinguimos adicionalmente por el género o la edad del desempleado, emergen algunas diferencias interesantes. Así, parece que la reforma ha tenido un impacto más positivo para mujeres paradas de larga duración que para hombres en esta situación: la salida al empleo indefinido es mayor para aquéllas (0.825) que para estos (0.212). Los jóvenes, sin embargo, siguen mostrando un mayor impacto positivo de la reforma, tanto si son parados de corta duración (0.612) como sí lo son por más de 12 meses (0.660).

Parece que el impacto de la reforma no tuvo lugar de manera inmediata: el coeficiente estimado sobre la salida del desempleo al empleo indefinido usando sólo datos de un año después de la reforma es algo más pequeño (0.397) que cuando se utilizan datos de hasta dos (0.439) o tres años (0.414) después de la reforma (ver Tabla 5). En cualquier caso, las diferencias no son demasiado significativas.

La primera columna de esta tabla también nos sirve para comparar nuestros resultados con los obtenidos en OCDE (2014). En este informe se usaban solo datos para el año 2012 y se obtenía que el efecto de la reforma en la transición al empleo indefinido era positivo y significativo, con un coeficiente estimado en esta transición de +0.256.

Comparando con la primera columna de la Tabla 5, vemos como ahora con los mismos datos nuestro coeficiente estimado es algo superior (+0.397). Esta diferencia debe provenir de los cambios en la base de datos que se han llevado a cabo en nuestra estimación y que, como se indicaba en el apartado 3, han consistido en la unión de episodios de empleo con interrupciones inferiores a 15 días así como a la no consideración de variables explicativas con posibles problemas de endogeneidad.

En cualquier caso, nuestros resultados van en la misma dirección que los obtenidos en OCDE (2014) y contienen, en nuestra opinión, un mayor grado de fiabilidad por la mayor muestra de estimación considerada y por los ejercicios de robustez realizados. Finalmente, la Tabla 6 recoge los resultados de distintas estimaciones con efectos placebo que tratan de "anticipar" la fecha del cambio en las series a analizar a noviembre, agosto, mayo y febrero de 2011 y a noviembre y agosto de 2010.

Como se puede comprobar en dicha tabla, solo cuando anticipamos las fechas unos meses antes de la real el efecto en la salida del desempleo es algo significativo aunque menor en valor absoluto al encontrado cuando consideramos el cambio verdadero acaecido en febrero de 2012.

Si anticipamos el efecto de la reforma al menos 12 meses, el efecto ya nunca es significativo y si lo es, el efecto aparece con signo contrario al encontrado en nuestro ejercicio de evaluación por lo que podemos concluir que, con alta seguridad, el efecto de la discontinuidad de febrero de 2012 es el único que identifica el verdadero efecto de la reforma.

El efecto de la reforma en la probabilidad de despido de los trabajadores con contrato temporal es negativo y significativo en las dos especificaciones mostradas en el cuadro 2. Tanto si el polinomio que recoge la tendencia de la serie es común antes y después del momento de la reforma como si es distinto, el efecto estimado de la reforma es negativo: la probabilidad de pasar del empleo al desempleo, ceteris paribus, es en torno a un 14% menor tras la introducción de la reforma.

La Figura 7 muestra este efecto predicho sobre la transición desde el empleo temporal (en los 6 primeros meses) al desempleo, para los valores medios de todas las variables salvo los de la tendencia y las variables que recogen el ciclo económico (índice FEDEA y tasa de crecimiento del empleo a nivel provincial).

Por el contrario, el efecto de la reforma en la probabilidad de despido de los trabajadores con empleo indefinido no es significativamente distinto de cero. Cuando la tendencia es común para el periodo anterior y posterior a la reforma, el coeficiente estimado es positivo pero no significativo y cuando se permite un coeficiente distinto de la tendencia después de la reforma se obtiene que éste tiene un signo positivo que indica que la tendencia de esta probabilidad de despido es menos decreciente después de febrero de 2012 pero en cualquier caso el efecto de la reforma es ahora negativo y de nuevo no significativo.

En efecto, la probabilidad de despido para los contratos temporales es especialmente relevante en los meses 12, 24 y 36 que es la duración típica que mantienen las empresas en España con sus trabajadores temporales. En cuanto al resto de determinantes de esta probabilidad de despido, se obtiene que los trabajadores de mayor edad tienen mucho menor riesgo de despido, sobre todo para duraciones largas del contrato.

Lo mismo ocurre para trabajadores más cualificados y para los hombres frente a las mujeres. Por otra parte, aquéllos trabajadores con más experiencia laboral y menos episodios de desempleo en su vida laboral tienen una probabilidad de despido muy inferior a los que, por el contrario, han pasado muchas veces por el desempleo en el pasado.

Finalmente, el ciclo económico, medido por la variación del empleo a nivel provincial, tiene un impacto muy importante en la probabilidad de despido, sobre todo, de los trabajadores con contrato temporal. Sin embargo, el estado del ciclo a nivel nacional, medido por el índice FEDEA de actividad económica, no parece tener un impacto muy importante en la salida del empleo al desempleo.

CONCLUSIONES

España ha reformado su mercado de trabajo en más de una decena de ocasiones en los últimos treinta años. La última gran reforma ha sido la reforma del año 2012. Aunque ésta ha sido, sin duda, una de las reformas más amplias y profundas junto con las de 1984 y 1994, hasta el momento no contábamos con una evaluación rigorosa de sus efectos.

El objetivo de este informe es aportar evidencia causal sobre el impacto de la reforma sobre algunos de los aspectos más controvertidos de la misma: las nuevas reglas de contratación y de despido.

Usando información sobre una muestra de casi 200.000 trabajadores empleados y desempleados en España durante los años 2006-2014 y aplicando una estrategia de identificación basada en un diseño de discontinuidad o “discontinuity design” similar al descrito en Hahn et al. (2001), tratamos de identificar el cambio en las series temporales de contratación y despido ocurrido en España a partir de febrero de 2012 que puede ser atribuido al efecto de la reforma aprobada en esa fecha, utilizando un modelo econométrico de duración para la tasa de salida del empleo y el desempleo.

Nuestros resultados indican que la reforma laboral de 2012 parece haber aumentado la probabilidad de salida del desempleo hacia un empleo indefinido, tanto en términos absolutos como relativos frente a la alternativa del contrato temporal. Como resultado, podemos decir que la reforma tiende a reducir en cierta medida el grado de dualidad de nuestro mercado laboral.

En efecto, nuestro análisis confirma que, como se obtuvo en OCDE (2014), la reforma ha aumentado la probabilidad de salir del desempleo al empleo indefinido haciendo que la correspondiente tasa mensual de transición aumente desde un 1,7% hasta un 2.6%, en promedio, durante los primeros doce meses en el desempleo.

No obstante, debido a que la salida al empleo temporal sigue siendo, con diferencia, la opción más probable, el efecto agregado de este aumento en la probabilidad de transición al empleo indefinido sobre el stock de trabajadores con contrato indefinido no es muy relevante a corto plazo.

Por otra parte, el efecto de la reforma sobre las transiciones desde el empleo al desempleo parece ser muy distinto para el empleo temporal y el indefinido. Por una parte, para los trabajadores con contrato temporal, la reforma sí que ha supuesto una cierta reducción en sus ritmos de destrucción de empleo, seguramente porque las empresas están haciendo uso de las nuevas medidas de flexibilidad interna puestas a su disposición de cara a acomodar sus necesidades de ajuste.

Sin embargo, para los trabajadores con contrato indefinido no encontramos evidencia de que la reforma haya supuesto ningún efecto significativo en sus pautas de despido. Este resultado podría deberse a la reducción de los costes de despido de los trabajadores con contrato indefinido, que podría haber contrarrestado los efectos de las medidas de flexibilidad sobre las tasas de despido Los resultados del estudio sugieren que la reforma laboral aprobada hace ahora cuatro años ha supuesto, sin duda, un cambio relevante en las relaciones laborales en España.

Las mayores  tasas de salida del desempleo al empleo, especialmente al empleo indefinido, hacen que las duraciones medias estimadas en el desempleo en nuestra muestra pasen de 12.5 a 11 meses a causa de la reforma y las menores tasas de despido de los trabajadores con contrato temporal hacen que las duraciones en el empleo de estos trabajadores pasen, en media, de 10.5 a 13.3 meses.

Estos cambios supondrán, sin duda, una menor tasa de paro de equilibrio para la economía española. Sin embargo un cálculo riguroso de este nuevo nivel de equilibrio exigiría una modelización más cuidadosa que queda fuera del ámbito de estudio de este informe.

En cualquier caso, podemos usar la variación predicha por nuestro modelo en la salida del desempleo al empleo indefinido (de en torno a un 50%) y la caída en un 11% en la probabilidad de ser despedido si se está trabajando con un contrato temporal para hacernos una idea aproximada del cambio en los flujos entre empleo y desempleo que pueden haberse producido a causa de la reforma laboral.

Si aplicamos la primera variación al stock de desempleados observado en promedio entre 2012 y 2015 se obtiene una reducción anual del desempleo de en torno a 24.000 efectivos que son, en su totalidad, nuevos puestos de trabajo indefinidos creados anualmente gracias a la reforma. Si hacemos lo mismo con la caída en la probabilidad de ser despedido para los trabajadores con contrato temporal, obtenemos una reducción adicional del desempleo de otros 47.000 efectivos anuales.

Aunque estas cifras han de interpretarse con precaución por nuestra imposibilidad de distinguir entre desempleo e inactividad y por la existencia de efectos adicionales de la reforma no considerados en nuestro modelo, la suma acumulada de estos efectos sugieren que la reforma podría haber sido responsable de aproximadamente un 32% de la reducción observada en la serie de desempleo desde marzo de 2012 a diciembre de 2015.

En cualquier caso, el hecho de que en España todavía siga siendo casi cinco veces más probable salir del desempleo a un empleo temporal que a uno indefinido apunta a un efecto positivo pero aún insuficiente de la reforma en términos de reducción de la extrema dualidad laboral de este mercado, lo que indica que será necesario un mayor esfuerzo para reducir de manera sustancial dicha dualidad de cara a conseguir un funcionamiento más eficiente del mismo que genere unas mayores tasas de crecimiento de la productividad y del bienestar