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No passado 19
de Abril publicou o JN uma notícia com o título «Alta do salário mínimo vai
prolongar o desemprego». Aí se papagueava o pensamento neoliberal de Bruxelas
sobre o assunto. Todos os grandes jornais pertencem a monopólios da
comunicação social, tornando-se meros divulgadores das directizes do grande
capital. Estas, por definição, apoiam os interesses do capital e rebaixam ou
negam os direitos dos trabalhadores. Vários meios são utilizados com esse
objectivo. Estatísticas erradas e mentirosas, embora apelativas para o leitor
comum criticamente desarmado, fazem parte desses meios.
Neste caso
concreto, o JN publicou a figura 1 abaixo, comentando no texto: «em 2015,
esse contingente de desempregados crónicos abarcava ainda 410,7 mil pessoas,
mais 44,7 mil do que em 2011». Os «desempregados crónicos» são os
desempregados há mais de um ano. Os dados são de fontes oficiais (INE,
PORDATA).
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The Jornal de Notícias (JN) published last
April 19 an article entitled “The minimum wage hike will prolong
unemployment” The article parroted the
In this
concrete case the JN published the Figure 1 below, with the text comment: “in
2015, the contingent of chronic unemployment still comprehended over 410.7 thousand
people, 44.7 thousand more than in 2011”. By “chronic unemployment” is meant those that are
unemployed for over one year. The data are from official sources (INE, PORDATA).
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Fig. 1. Salário
mínimo mensal (vermelho) e desempregados de longa duração (mais de um ano) em
milhares de indivíduos (preto). Minimum
monthly wage (red) and long term (over one year) unemployed individuals in
thousands (black).
Os erros e mentiras nucleares da notícia são
vários. Passamos a comentar.
The article contains several kernel
mistakes and lies. We now comment them.
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A) Comparações
pontuais isoladas de processos temporais não dizem nada
A notícia
pretende que o leitor fique com a impressão de que o salário mínimo mensal
(SM) tem crescido, mas que infelizmente isso traduziu-se num aumento do
desemprego de longa duração (D): «em 2015, esse contingente de desempregados
crónicos [era ainda] mais 44,7 mil do que em 2011». Contudo, se só olharmos para instantâneos das
variáveis – neste caso, os valores de 2011 e 2015 – não podemos tirar
quaisquer conclusões válidas.
A figura 2
mostra duas evoluções alternativas hipotéticas de D (azul e magenta) com os mesmos valores pontuais. Temos
assim três alternativas de D: uma (a preto), em que sobe durante dois anos e
desce nos dois anos seguintes; outra (a azul), em que sobe uniformemente nos
quatro anos; outra ainda (a magenta) em que desce em três anos e só sobe no
último ano. É óbvio que não é possível inferir uma regra geral de evoluções
tão diversas e contraditórias apesar de terem os mesmos valores terminais.
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A) Isolated point
comparisons of temporal processes are of no value
The article purports
to instill in the reader the idea that though the minimum monthly wage (SM)
has grown, this was unfortunately at the cost of a rise of long term
unemployment (D): “in
2015, that contingent of chronic unemployment still comprehended […] 44.7 thousand
more than in 2011”. However, if we only
look to snapshots of the variables – in this case the values for 2011 and
2015 – we are unable to draw any valid conclusion.
Figure 2
shows two alternative hypothetical evolutions of D (blue and magenta) with the same point values. We thus
have three alternatives for D: one (black), where it grows along two years
and then declines in the following two; another (blue), where it uniformly
grows during the four years; yet another (magenta) where it declines during
three years and only in the last year it increases. It is obviously
impossible to infer a general rule from such diverse and contradicting
evolutions, though they have the same end-interval values.
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Fig. 2. Duas
alternativas hipotéticas de evolução de D (azul e magenta) com os mesmos
valores terminais em 2011 e 2015. Two
hypothetical alternatives for the time evolution of D (blue and magenta) with
the same end values in 2011 and 2015.
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B) Comparações
de tendências lineares de processos temporais podem induzir em erro
A figura do JN também
mostra duas rectas de «tendência», pouco visíveis: uma, a cinzento, une os
pontos terminais de D; outra, a vermelho claro, une os pontos terminais de
SM. Estas rectas não são referidas no texto da notícia. Destinam-se ao leitor
mais atento que gosta de inspeccionar figuras e a mensagem é clara: Vêem? A
tendência de D é de crescimento, tal como a de SM, logo ambas as evoluções
estão relacionadas.
Contudo, esta mensagem não é válida. A
comparação de evoluções temporais de duas variáveis exige medir o grau de relacionamento entre elas
em todos os intervalos de tempo
(anos). Essa medição, assumindo um modelo de relação linear (o mais usual e
também o mais adequado neste caso), é feita somando os produtos cruzados dos
desvios de cada valor face à respectiva média. A média de SM é 489 € e a de D é 447,2. Estamos, portanto, a falar da seguinte soma: (485 - 489)x(366 - 447,2) + (485 - 489)x(452,7
- 447,2) + etc. Esta soma,
devidamente normalizada, é conhecida por (coeficiente de) correlação (linear). Varia entre -1 e
1 com valores positivos indicando uma relação no mesmo sentido (D e SM sobem
ou descem conjuntamente) e valores negativos em sentidos opostos (quando D
sobe SM desce e vice-versa). A grandeza absoluta da correlação mede a sua intensidade.
No caso
presente, temos a seguinte correlação entre SM e a
recta de
tendência de D do JN: +0,71
evolução real
de D: - 0,33
Portanto, o
tipo de relação entre D e SM não é de subida conjunta, como sugeria a recta
de tendência de D. Pelo contrário, é de relação oposta: D essencialmente
desce quando SM sobe. A intensidade da relação tambám não é a mesma.
(A medida de
correlação está disponível em muitas aplicações, incluindo o Excel.)
C) As
rectas de tendência não devem ser obtidas como fez o JN
Efectivamente,
comparar rectas de tendência obtidas como as do JN (ligando pontos terminais)
pode levar a conclusões inteiramente falsas. Por exemplo, na figura 2, quer a
evolução de D (preto) quer a sua evolução hipotética a magenta, têm a mesma
recta de tendência JN. Contudo, como é óbvio, reflectem realidades muito
distintas.
Para
determinarmos a recta de tendência correcta teremos de usar um método dito de
regressão linear (também disponível
em muitas aplicações, incluindo o Excel).
A figura 3 é igual
à anterior mas com a recta de regressão – a verdadeira recta de tendência
linear – da evolução a magenta. Note-se como, enquanto a tendência JN é
crescente, agora a verdadeira tendência é decrescente.
Enquanto a
correlação da evolução a magenta com SM é de +0,67 – crescem conjuntamente em
2014-2015 e nos anos em que SM é constante não influencia a correlação –, a correlação
de SM com a recta de tendência da evolução magenta é de -0,71!
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B) Comparisons of linear trends of temporal processes may be misleading
Two
barely visible “trend” lines are also shown in the JN’s graph: a grey one,
joining the endpoints of D; a light red one, joining de endpoints of SM. These
lines are not mentioned in the article text. They are intended to the
attentive reader who likes to inspect pictures, and the conveyed message is
clear: See? D has a growth trend, in the same
way as SM, therefore the two evolutions are related.
However, this is an invalid message. The
comparison of the temporal evolution of two variables demands measuring the degree of relationship
between them in all time intervals (years). Such measurement, assuming a
linear relation model (the most common one and also the most adequate one in
this case), is carried out by adding cross-products of the deviations of each
value from the respective average. The
average of SM is 489 € and of D is 447.2. We then carry out the summation:
(485 - 489)x(366 - 447,2) + (485 - 489)x(452,7 - 447,2) +
etc. Duly
standardized this summation is known as the (linear) correlation (coefficient). It varies between -1 and 1 with positive
values indicating a relation in the same direction (D and SM increase or
decrease jointly) and negative values in opposite directions (when D increases
SM decreases and vice-versa). The absolute magnitude of the correlation
measures its intensity.
In our case we obtain
the following correlation between SM and
the JN trend line of
D: +0,71
the real D: - 0,33
We
conclude that the relation between D and SM is not one of joint rise, as
suggested by the trend line of D. On the contrary, it is an opposite
relation: D essentially drops when SM rises. The intensity of the relation is
also not the same.
(Several applications
provide the computation of the correlation, including Excel.)
C) Trend lines
should not be derived in the way JN
did
As a point of fact,
comparing trend lines derived in the way JN did (by endpoint joining) may
lead to entirely false conclusions. Take, for instance, Figure 2, where either the
evolution of D (black) or its hypothetical evolution in magenta have the same
JN trend line. Both
evolutions represent, however, quite distinct realities.
In order
to determine the correct trend line we must use a method named linear regression (also available in
many applications, including Excel).
Figure 3 is
the same as the previous one but with the regression line – the true linear
trend line – of the magenta evolution. Note that whereas the JN trend is an
increasing one the true trend is a decreasing one.
Whereas
the correlation of the magenta evolution with SM is +0.67 – they grow together
in 2014-2015 and in the years SM is constant it has no influence on the
correlation –, the correlation of SM with the trend line of the magenta
evolution is -0.71!
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Fig. 3. O mesmo
que 2 com a recta de regressão (cinzento) da curva a magenta. The same as Figure 2 with the regression line
(grey) of the magenta curve.
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D) O SM
deve ser expresso em valor real e não em valor nominal
Este é um dos
erros frequentes dos que não possuem uma literacia básica em economia: o uso
incorrecto de variáveis económicas.
Os valores dos
salários, como os de quaisquer preços, sofrem alterações (normalmente,
depreciações) ao longo do tempo. Por conseguinte, se queremos efectuar comparações em igualdade de condições,
teremos, por vezes, de ter em conta o factor de depreciação ao longo do
tempo. No caso presente, os valores indicados de SM são valores nominais – os valores expressos no
valor corrente da moeda, sem ter em conta a inflação-deflação; logo, sem ter
em conta o que um dado valor monetário pode realmente adquirir. Se estivéssemos a comparar duas séries
temporais de preços nominais, poderíamos prescindir do factor de depreciação
– estaríamos a comparar nas mesmas condições. Não é o caso aqui. Teremos de
usar os valores reais do SM. (O INE
e PORDATA fornecem os factores de depreciação do índice de preços no
consumidor.)
A figura 4
mostra os valores reais do SM (azul). A diferença não parece importante face
aos valores nominais. Porém, a descida de 2011 para 2012 do valor real de SM
redunda numa correlação com D bem mais forte do que tínhamos visto em B:
-0,83.
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D) SM must be expressed in real value, not in nominal value
This is
one of the often encountered mistakes of those lacking basic literacy in
economics: the incorrect use of economic variables.
The
values of wages, as of any prices, undergo changes (usually, depreciations) in
the course of time. Consequently, if one wants to do comparisons in equal conditions, one has, in some cases, to take
into account the depreciation factor in the course of time. In the case here
the values assigned to SM are nominal
values – values expressed in terms of the current monetary value, without
accounting for inflation-deflation; thus, without taking consideration of
what a given monetary value is really
able to purchase. Had we been comparing two temporal series of nominal prices
we would then do without the depreciation factor – we would be comparing in
the same conditions. That’s not the case here. Here we must use the SM real values. (INE and PORDATA supply the
depreciation factors of the consumer price index.)
Figure 4 shows the SM
real values (blue). The
differences with respect to the nominal values don’t look that important.
Nonetheless, de SM decline between 2011 and 2012 results in a far stronger
correlation than the one found in B: -0.83.
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Fig. 4. O mesmo que fig. 1 com o SM real a azul. The same as Figure 1 with the real SM (blue).
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E) A
análise de um pequeno segmento temporal não autoriza a formular uma lei
geral.
Esta é uma
questão geral da validação do raciocínio indutivo. Em que medida resultados
obtidos de casos particulares podem ser usados para formular uma lei geral?
Existem metodologias apropriadas para lidar com este problema. Não é este,
contudo, o local para as abordarmos. Vamos, simplesmente, apresentar um
método empírico suficiente para o caso presente.
O JN «analisou»
um segmento temporal de 5 anos, quase todo da legislatura PSD-CDS, de brutal
austeridade e ataque aos trabalhadores. É um segmento de duração superior a
uma legislatura; logo, de duração não
trivial. Imaginemos que passeávamos uma janela temporal de 5 anos de 1974
a 2015 e em cada posição da janela medíamos a correlação entre o SM real e D.
Obtemos a curva de correlação a azul da figura 5. Note-se a descida de 2010 a
2013 devido ao aumento brutal do desemprego num período em que o SM real
desceu. Os valores negativos que ocorrem no período contra-revolucionário pós
1975, até à adesão à CEE em 1986, têm a ver com o desmantelamento
contra-revolucionário dos direitos dos trabalhadores, e não com crises
globais. Globalmente a curva de correlação sobe e desce caoticamente não revelando
nenhum padrão regular, logo nenhuma lei geral.
A correlação
global entre SM real e D é fraca: 0,29 (encontraríamos tal correlação em SMs
e Ds aleatórios do mesmo comprimento com uma probabilidade superior a 5%).
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E) The analysis of a
small time segment doesn’t allow inferring a general law
This is a general
issue concerning the validation of inductive thought. Under which conditions results
obtained from individual cases can be used to formulate a general law? There
are suitable methodologies to tackle this issue. It’s not here, however, the
place to approach them. We will
restrict ourselves to present an empirical method sufficient for the case at
hand.
JN “analyzed”
a time segment of 5 years, almost all of the PSD-CDS legislature, of brutal
austerity and attack to the workers. The time span of the segment is larger
than that of a normal legislature (4 years); therefore, of a non trivial
extension. Let us imagine sliding a 5-year time window from 1974 through 2015 and measuring at each
position of the window the correlation between the real SM and D. We obtain
the blue correlation curve of Figure 5. Note the decline between 2010 and 2013 due to the
huge increase of unemployment in a period of a decreasing real SM. The
negative values occurring in the post 1975 counterrevolutionary period until
the EEC membership in 1986 are more the result of the counterrevolutionary
dismantling of workers rights than an influence of global crises. On the whole the correlation curve goes up and
down chaotically without displaying any specific regular pattern and thus no
general law.
The global correlation
between the real SM and D is small: 0.29 (one would find such a correlation
in randomly drawn SMs and Ds of the same length with a probability over 5%).
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Fig. 5. Curva de
correlação a azul em segmentos correntes de 5 anos, entre SM real (vermelho) e
D (preto). Correlation curve (blue)
in running 5-year segments, between the real SM (red) and D (black)
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F) O
salário mínimo não é uma causa do desemprego
O salário
mínimo corresponde ao valor mínimo da
força de trabalho em determinadas condições sociais; neste caso, nas
condições da sociedade portuguesa.
A classe
capitalista procura baixar o mais possível este valor, de forma a aumentar a
taxa de exploração do trabalho (mais-valia produzida pelo trabalhador a
dividir pelo salário) e, daí, a taxa de lucro, mesmo que isso implique o
aumento do desemprego. A classe trabalhadora procura aumentar o SM,
aproveitando todos os momentos em que a correlação de forças lhe é favorável.
E, obviamente, procura baixar o desemprego. Um baixo SM contrai o consumo
interno, prejudicando a expansão do sector produtivo nacional, com produção
para o mercado interno. Este aspecto não é actualmente importante para a
classe capitalista portuguesa, na sua generalidade. Além disso, este aspecto
é totalmente irrelevante para a troika (embora por vezes digam o contrário),
dominada pelo capital alemão e corporações europeias transnacionais que
exportam bens de consumo para Portugal. E cada vez mais e dos mais básicos,
mesmo os que eram de tradição portuguesa: leite, suínos, sardinha, etc. Mas o
aspecto em questão é importante para a classe trabalhadora, a única classe
patriótica que não pode deixar de lutar pelo futuro do país. Ao invés, as
«pátrias» dos capitalistas são os offshores
e as suas alianças prioritárias são com os congéneres estrangeiros
representados pela troika.
Dito isto, é realmente
«comovente» verificar a preocupação da CE-troika com os alegados efeitos
nocivos do aumento do SM no desemprego. Conforme afirmou Arménio Carlos da
CGTP (isto num breve clip no mesmo JN) acerca da «teoria» da CE: «é uma
teoria desenvolvida pela Comissão Europeia para travar a evolução das
restantes grelhas salariais», «a troika nunca conseguiu justificar as razões
para ser contra o aumento do SMN» e «defende um modelo económico de baixos
salários, que é desastroso».
As relações
entre SM e D têm menos a ver com a interacção de SM sobe – lucro baixa e SM
sobe – consumo aumenta – lucro aumenta, e mais a ver com os acasos da
luta de classes, não existindo nenhuma lei geral de relação causal entre as
duas. Por isso mesmo, e apesar das luminárias de economistas que possui, «a
troika nunca conseguiu justificar as razões para ser contra o aumento do
SMN».
Será que isto é
demonstrável, ao menos empiricamente, no caso português? De facto, é.
Comecemos por notar o que dissemos acima: a correlação observada entre SM e D
é baixa. Note-se que uma forte
correlação entre duas variáveis não implica de forma alguma a existência de
causalidade, mas uma fraca correlação é frequentemente sintoma de
ausência de causalidade. No caso presente, a «teoria» anunciada no título do
JN era que «Alta do salário mínimo vai prolongar o desemprego». Parece
razoável entender a formulação algo vaga de «prolongar o desemprego» como
significando que, pelo menos nos dois anos a seguir a um aumento do SM, o número de desempregados se mantém
acima de 99% do número do ano anterior (consideramos, portanto, como não significativo
um desvio abaixo de 1%). Seja:
N = número de anos, ai,
em que houve aumento de SM com respeito ao ano anterior, com i indicando o i-ésimo ano corrente;
P = número de ocorrências de 2 anos a
seguir a ai, com
«prolongamento» de desemprego (critério acima);
V = número de ocorrências de 2 anos a seguir a ai, em que o desemprego registou uma descida em pelo menos um deles (o
contrário de P).
Para os dados
portugueses de SM real e de D obtém-se: N
= 24; P = 8; V = 16. Isto é, é mais provável encontrar a seguir a um aumento
do SM um período de dois anos em que se regista pelo menos uma descida do
desemprego (16/24) do que um prolongamento do desemprego (8/24). A conclusão
é a mesma se usarmos SM nominal (com proporções respectivamente de 13/35 e 22/35).
A «teoria» da CE-troika não se confirma.
(Aplicámos
também um teste estatístico de causalidade, cuja explanação não cabe aqui,
que também confirmou a ausência de causalidade.)
G) No
caso português (e noutros), aos valores anuais de desempregados devem ser
somados os dos emigrantes
É sabido que a
actual crise levou à emigração de muitos jovens licenciados e quadros qualificados.
Mas mesmo antes da crise a emigração tem sido elevada em Portugal. Infelizmente
as estatísticas da emigração são fracas. Concretamente, faltam os valores da
emigração total anterior a 1992 e entre os anos de 2004 a 2010. Os números
que existem apontam para um número de emigrantes entre 20 a 30% dos
desempregados desde 1992. É um enorme contingente de emigrantes que constitui
uma claríssima denúncia dos sucessivos governos de direita. Os últimos do
PSD-CDS inclusive aplaudiram a emigração.
Conforme já
expusemos em artigos anteriores, muitos emigram precisamente por terem sido
desempregados de longa duração. O facto de deixarem de estar registados nos
centros de emprego em nada autoriza olhar com optimismo indevido os números
do desemprego. Como já dissemos, se todos os desempregados emigrassem a taxa
de desemprego seria de 0%.
Portanto, um
estudo rigoroso das causas do desemprego deverá ter sempre em conta a
emigração. Isto é, deverá ser um estudo das causas do desemprego-emigração.
Sobretudo, em Portugal, onde a emigração é elevada.
Se tomarmos em
conta os valores disponíveis da emigração, adicionando-os a D, verifica-se
que as conclusões acima não se alteram. No que diz respeito à alegada
influência causal da subida do SM real, obtemos agora os números: N = 9; P = 2; V = 7. Para o SM
nominal os números são: N = 12; P = 4; V = 8. Mais uma vez, a «teoria» da CE-troika não se confirma.
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F) The minimum wage
is not a cause of unemployment
The minimum wage
corresponds to the minimum value of the
labor power in given social conditions; in this case, in the conditions
of the Portuguese society.
The capitalist class
tries as much as it can to lower this value, so that the rate of exploitation
of the work is increased (surplus value produced by the worker divided by the
wage) and from there increasing the rate of profit, even though that may result
in an increase of the unemployment. The working class tries to increase the
SM, profiting from all moments of a favorable correlation of forces. And, obviously, it tries to
lower the unemployment. A low SM diminishes the domestic consumption and detriments the
development of the domestic productive sector, producing for the domestic
market. At the present moment this is not, in general, an important issue for
the Portuguese capitalist class. Moreover, this is a totally irrelevant issue
for the troika (though sometimes they say otherwise), dominated by German
capital and transnational European corporations exporting consumption goods
to
This
being said, it is really “touching” to observe the preoccupation of the EC-troika
with the alleged harmful effects on unemployment, from an SM increase. As
Arménio Carlos from CGTP stated about the EC “theory” (in a brief clip in
JN): “it is a theory developed by the European Committee to put a break on
the evolution of other salary grids”, “the troika was never able to justify why
they are against the SM increase” and “defends a low-salary economic model, which
is a disaster”.
The links
between SM and D depend less on the interplay of SM increases – profit decreases and SM increases – consumption increases – profit increases, and
depend more on chance events of class struggle. A general causality law does
not exist between them. For that reason and in spite of its economic
luminaries “the troika was never able to justify why they are against the SM
increase”.
Is this a
demonstrable statement, at least empirically for the Portuguese case? It is,
indeed. Let us start from what we
said above: the observed correlation between SM and D is small. To be sure, a strong correlation between two
variables does not imply at all a causality relation, but a weak
correlation is often a symptom of an absence of causality. In our case, the “theory”
announced by the JN title was “The minimum wage hike will prolong
unemployment”. It seems reasonable to interpret the somewhat vague
formulation “prolong unemployment” as signifying that, at least in two years following an SM increase, the number
of unemployees stays over 99% of the previous year number (we are thus
considering as being non-significant a deviation below 1%). Let:
N = number
of years, ai, with an
increase of SM relative to the previous year, with i indicating the ith
running year;
P = number of times that a 2-year
period following ai was one of “prolonged”
unemployment (the criterion above);
V = number of times that in a
2-year period following ai
an unemployment decrease was observed at least in one year (P’s complement).
For the
Portuguese data of real SM and D one obtains: N = 24; P = 8; V = 16. That is, the probability of
finding a 2-year period with at least one decrease of the unemployment
following an SM increase (16/24) is higher than the one of finding a prolonged
unemployment (8/24). The conclusion is the same if we use SM nominal values (the
proportions are now, respectively, 13/35 and 22/35). The EC-troika “theory” is not
confirmed.
(The
absence of causality was also confirmed by a specific statistical test, whose
explanation falls out of the scope of this article.)
G) In
the Portuguese case (and in other ones), the number of annual emigrants must
be added to the number of the unemployees
It is well-known that
the present crisis led to the emigration of a large number of young graduated
people and highly qualified cadres. But even before the crisis the emigration in
We have already
noticed in previous articles that many people emigrate precisely because they
were long term unemployees. The fact that they ceased being registered at
employment agencies does not authorize us to look upon the unemployment
figures with unduly optimism. As we have told, if all the unemployed people emigrated the
unemployment rate would fall to 0%.
Therefore,
a rigorous study on the causes of unemployment must always take the
emigration into account. That is, it must be a study on the
unemployment-emigration causes. Especially in Portugal where the emigration is high.
Taking
into account the available values of emigration, by adding them to D, does
not modify the above conclusions. In what respects the alleged causal
influence of the real SM increase, we now obtain the values: N = 9; P = 2; V = 7. For the
nominal SM the figures are: N = 12;
P = 4; V = 8. Once again the EC-troika “theory” is not confirmed.
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