La participación de la mujer casada en la población activa y el

J . S . Fa l z o n e , C l m . e c o n o m í a . n u m . 1 7 , p p . 2 6 3 - 2 7 8
La participación
de la mujer casada
en la población activa
y el papel del capital humano.
Evidencia en Estados Unidos.
Joseph S. Falzone
Peirce College (Philadelphia, Pennsylvania, USA)
Resumen
La tendencia más importante en la actividad del mercado laboral durante el último
medio siglo ha sido el incremento de la participación de las mujeres casadas en la
población activa. Las mujeres casadas se diferencian de las solteras en que su decisión sobre
si trabajar en el hogar o fuera de él depende de lo que ganen los otros miembros de la
familia. El incremento global en la tasa de actividad de las mujeres casadas puede explicarse
tanto por los cambios en las características, especialmente, la inversión en capital humano,
y en los comportamientos. El objetivo de este artículo es examinar la decisión del grupo
principal de mujeres casadas acerca de si incorporarse o no a la población activa del
mercado de trabajo. Para ello se ha utilizado un modelo probit, estimando los efectos de
estos cambios para analizar su importancia relativa en la decisión de las mujeres casadas
acerca de si incorporarse o no al mercado de trabajo.
Palabras clave: mujer casada, mercado de trabajo, población activa, modelo probit.
Clasificación JEL: J21, J22
263
Clm.economía. num. 17
Married Women’s Labor Force Participation and The Role of Human Capital Evidence
from the United States.
Abstract
The single most important trend in labor market activity during the last half century has
been the increase in the labor force participation of married women. Married women differ
from both men and unmarried women in that their decision to work inside or outside the
home depends upon the earnings of other family members. The overall rise in the labor
force participation rate of married women can be explained by both changes in
characteristics, especially human capital investment, and by changes in behavior. The
objective of this paper is to examine the decision on the part of prime age married women
to participate in the labor force. Employing a probit model, I decompose the effects of these
distinct changes in order to analyze the relative importance of each in the labor force
participation decision of married women.
Key words: married women, labor market, labor force, probit model.
JEL Classification: J21, J22
264
Artículo recibido en octubre 2009 y aceptado en noviembre 2010.
J. S. Falzone (2010): la participación de la muJer caSada en la población activa y el papel del capital humano. evidencia en eStadoS unidoS
1.- Introducción.
La tendencia unitaria más importante en la actividad del
mercado laboral durante el último medio siglo ha sido el
incremento de la participación de las mujeres casadas en la
población activa. Mientras que el aumento de la tasa de
participación de las mujeres en la población activa se remonta a los
últimos años del siglo XIX, en 1970 las mujeres casadas ya
representaban casi la mitad de tal incremento, aumentando desde
el 30,5% del total de la población activa en 1960 hasta el 40,8%
(Feilds, 1976). En los setenta hemos asistido a un incremento del
número de semanas trabajadas por las mujeres casadas y a una
reducción del porcentaje de ellas que aportaban un número de
horas de trabajo nulo al mercado laboral. Esto se constataba tanto
para mujeres casadas con niños como para aquellas que no los
tenían. Los datos mensuales procedentes del Bureau of Labor
Statistics muestran, desde 1948 hasta finales de los noventa, un
crecimiento monótono de las tasas de participación en la población
activa de todas las mujeres con 20 años o más (Figura 1). El énfasis
en las mujeres casadas resulta de crucial importancia, ya que su
participación en la población activa es importante para el
crecimiento económico, especialmente dada la reducción que se ha
experimentado en las tasas de participación masculina desde
mediados del siglo pasado. En su estudio pionero, Mincer (1960)
ubicó la oferta de trabajo de las mujeres casadas en el contexto de
la familia, destacando específicamente la renta familiar. Las mujeres
casadas se diferencian de los varones y de las mujeres solteras en
que su decisión de trabajar dentro o fuera del hogar depende de lo
que ganan los demás miembros de la familia. A diferencia de los
varones, la participación de las mujeres casadas en la población
activa no debe analizarse únicamente en términos de la demanda
265
Clm.economía. num. 17
Figura 1
Tasa de participación en la población activa 1948 -2007
Mujeres de 20 años y más.
60
50
40
30
1940
1954
1960
1966
1972
1978
1984
1990
1996
2002
Fuente: u.S. department of labor, bureau of labor Statistics.
de ocio; además, debería considerarse en el contexto de la
demanda de producción para el hogar. Por tanto, los incrementos
en la renta percibida por uno de los miembros de la familia, el
marido, pueden resultar en más horas de trabajo ofertadas por él, ya
que el coste de oportunidad del ocio es mayor. Al mismo tiempo,
puede tener como consecuencia una mayor producción del hogar
por parte de la esposa1.
Smith y Ward (1985) consideran los factores que han llevado al
enorme incremento de la participación femenina en la población
activa durante el siglo pasado, prestando un interés especial en los
efectos de los salarios sobre la fertilidad. Los autores citados
encuentran que el incremento del salario real de las mujeres explica
alrededor del 60% del aumento de la participación femenina en la
fuerza de trabajo, y que el 50% de éste es el efecto que tienen los
mayores salarios reales en la caída de la fertilidad. Pencavel (1998)
investigó por qué el comportamiento de la población activa de
mujeres casadas se asemejaba al de los varones y mujeres no
casadas. El autor concluye que el mercado de trabajo se ha vuelto
más “hospitalario” y el trabajo en el hogar “menos atractivo” para las
266
1) mincer apunta que la demanda de producción en los hogares probablemente es no negativa.
J. S. Falzone (2010): la participación de la muJer caSada en la población activa y el papel del capital humano. evidencia en eStadoS unidoS
mujeres casadas, por lo cual los mayores salarios reales no pueden
considerarse la única explicación de su mayor incorporación al
circuito laboral. Hotchkiss (2006) también estudió los cambios que
se han operado en la participación femenina en el Mercado de
trabajo en los últimos 30 años. En lo relativo a las mujeres casadas
con pocos años de matrimonio, observa una reducción en la tasa de
participación entre 2000 y 2005, que atribuye no solo a los cambios
macroeconómicos y demográficos, sino más bien a los cambios de
comportamiento.
El incremento global en la tasa de participación en la población
activa de la mujer en general, y de la mujer casada en particular,
puede explicarse tanto por los cambios en las características,
especialmente la inversión en capital humano, como por los
cambios en los comportamientos. El objetivo de este artículo es
examinar la decisión del grupo principal de mujeres casadas (25 a 54
años) de participar en la población activa. A través de un modelo
probit, se separan los efectos de los cambios anteriormente
aludidos para determinar la importancia relativa de cada uno de
ellos en la decisión de las mujeres casadas de participar en la
población de activos. En el segundo epígrafe se presenta un modelo
de participación de la mujer casada en la población activa. En
el tercero se exponen los datos con los cuales se ha llevado a cabo
la modelización. En el cuarto se discuten los resultados obtenidos
y el quinto ofrece el resumen y las principales conclusiones de
este trabajo.
2.- Modelo.
Dada la limitación de las 24 horas diarias, se supone que un
individuo solo se puede involucrar en dos actividades mutuamente
excluyentes: trabajo y ocio. "Trabajo" se define como trabajando en
el mercado a cambio de un salario, mientras “0cio” se define como
cualquier otra actividad ajena al mercado. Por tanto la mujer elegirá
la combinación de actividades (el trade-off trabajo/ocio) que
maximice su utilidad para un determinado pack de bienes y ocio.
Las horas de trabajo están, por supuesto, restringidas por la
resistencia física, habiéndose fijado el límite en aproximadamente
65 horas a la semana. Sin embargo, se encuentra una “solución
267
Clm.economía. num. 17
esquina”, particularmente entre las mujeres casadas, de 24 horas de
ocio por día. La decisión de participar en el mercado laboral puede
ser vista como el coste de oportunidad del ocio; es decir, la mujer
trabajará solo si la utilidad de una hora de trabajo (o la tasa salarial)
es superior a la utilidad de una hora adicional de ocio. Por
consiguiente, la decisión de trabajar puede ser modelizada de la
siguiente manera:
m
r
m
r
W i - W ih=0 > 0 ⇒ lFp = 1
[1]
W i - W ih=0 ≤ 0 ⇒ lFp = 1
m
donde W i es el salario de Mercado para el individuo (mujer) i o el
valor del tiempo para el individuo trabajador, en el margen, y es
r
una función de su inversión en capital humano. W ih=0 es el valor
marginal del tiempo para la mujer no trabajadora i o su salario de
reserva. Este es el salario más elevado al cual no trabajaría. La
participación en la población active (LFP) es, por tanto, una variable
de elección binaria, que toma el valor 1 si la mujer participa en la
misma y 0 en caso contrario.
La decisión acerca de si participar o no en el mercado de
trabajo puede expresarse a través de un modelo probit. Se adopta el
supuesto de que la diferencia entre los salarios de los mercados
individuales i's y el salario de reserva puede ser modelizado como
una función lineal de las características observables y de un término
de perturbación aleatoria no observado en (1). El modelo puede ser
estimado por:
m
i*t = W i - W
268
r
i h=0
= b0 +b‘1 Xm,i +b‘ Xr,i +e i
[2]
donde Xm,i es un vector de características observables que
determinan el salario individual de mercado. Como la inversión en
capital humano constituye el determinante más importante del
salario de mercado, los años de educación se incluyen en Xm,i. La
escolarización o no incrementa el salario esperado de mercado,
pero también es la fuente de empleos con mayor estatus social.
Los años adicionales de escolarización pueden ser entendidos
como la aptitud natural individual, así como su preferencia por el
trabajo en el mercado frente al trabajo en el hogar. La edad se
incluye aquí como una variable aproximativa de la experiencia en
J. S. Falzone (2010): la participación de la muJer caSada en la población activa y el papel del capital humano. evidencia en eStadoS unidoS
el mercado laboral. También se ha incluido el estatus de salud
individual. Una mejor salud se supone que disminuye su salario
de reserva ya que decae el coste de oportunidad de su no
participación, mientras que una mejor salud aumenta su salario
de mercado asociado con una mayor productividad marginal.
Como las condiciones del mercado de trabajo afecta a la decisión
trabajo/ocio, así como al salario de mercado, se incluye la tasa de
paro en el estado de residencia individual para capturar los
efectos macroeconómicos de las condiciones laborales. De forma
similar, se ha supuesto que el tipo de área de residencia (rural,
urbana) afectará a los salarios, así como las oportunidades de
trabajo, y se ha incluido una variable dummy que toma el valor 1
si el individuo reside en un área con una densidad de población
superior a 250 millones.
El vector Xr,i determina el valor marginal individual del
período fuera del Mercado laboral. Incluye la edad del hijo más
pequeño, siendo la probabilidad de participación de una mujer
casada una función creciente de la edad de dicho hijo menor.2
También se ha incluido el logaritmo natural del salario del marido,
ya que la decisión de las mujeres casadas sobre su participación
en el mercado laboral es función de la renta familiar, estando su
decisión de participación relacionada de forma probablemente
inversa a la renta que obtiene el marido. La salud del marido
también ha sido incluida en el modelo para recoger el efecto de
una mala salud en la decisión de la mujer sobre su participación.
También se ha incorporado una variable dummy para la raza, de
tal manera que toma un valor unitario si la mujer es de raza
blanca; con ello se trata de capturar el efecto asociado con la
discriminación laboral, social o cultural por motivos de raza. El
término aleatorio de error, e i, se supone normalmente distribuido,
con media nula y varianza unitaria. Los coeficientes paramétricos
en (2) se estiman por máxima verosimilitud a través de un modelo
probit.
2) el efecto de los hijos en la participación de las mujeres casadas puede descomponerse en tres categorías.
más hijos incrementan la cantidad de trabajo hecho en el hogar, reduciendo por tanto la participación en
el mercado de trabajo. al mismo tiempo, más hijos incrementan la necesidad de renta familiar mientras los
hijos mayores pueden ayudar en el cuidado de los más pequeños, así como en otras tareas de la casa.
269
Clm.economía. num. 17
3.- Datos.
Los datos se han tomado de las Oleadas 29, 31, 32 y 35 de The
Panel Study of Income Dynamics (PSID) correspondientes a los años
1991, 1996, 2001 y 2007. El PSID es una encuesta longitudinal de una
muestra representativa de individuos de Estados Unidos y sus
familias. La encuesta se ha llevado a cabo desde 1968. El período de
referencia para el PSID para cada mujer es el año anterior. La muestra
que se ha utilizado en este trabajo contiene más de 18.850 mujeres
casadas con edades comprendidas entre 25 y 55 años (inclusive)
durante el año muestral.3 (Tabla 1). La participación en la población
active se define como trabajando, buscando empleo o estando
temporalmente fuera de él. En la muestra, la participación media fue
del 74,75% en los años considerados. El 25% restante eran jubilados,
discapacitados permanentes, amas de casa o estudiantes.
Centrándonos primeramente en las características observables
que determinan el salario de mercado de las mujeres, la edad media
(una variable proxy de la experiencia en el mercado laboral) se
incrementó desde un mínimo de 39,03 años en 1991 hasta 33,83 años
en 2007, lo cual supone un incremento del 2%. Igualmente, se
Tabla 1
Medias Muestrales: Mujeres casadas de 25 a 55 años
Años 1991, 1996, 2001, y 2007
(Desviación típica).
Ln población activa
Edad
Raza blanca
Edad del hijo más joven
Años de educación
Lg Met Area
7
Log salario marido
Salud marido
Salud mujer
Tasa de paro del Estado
Número
1991
1996
2001
2007
0,71 (0,45)
39,03 (7,81)
0,71(0,46)
6,62 (4,85)
12,39 (6,62)
0,71 (0,45)
2,42 (0,67)
2,29 (1,07)
2,32 (1,02)
5,78 (2,07)
2.659
0,73 (0,44)
39,68 (7,57)
0,64 (0,48)
10,82 (6,44)
13,15 (2,38)
6
9,86 (8,25)
2,69 (0,73)
2,25 (1,04)
2,22 (0,98)
4,97 (1,23)
2.260
0,73 (0,44)
39,62 (7,84)
0,68 (0,36)
9,77 (6.26)
13,10 (2,76)
0,41 (0.49)
2,86 (0,74)
2,22 (1,01)
2,30 (0,99)
4,43 (0,78)
10.012
0,78 (0,41)
39,83(9,05)
0,70 (0,46)
10,99 (6,78)
13,42 (2,49)
0,66 (0,47)
2,79 (0,489)
2,23 (0,99)
2,33 (0,99)
4,73 (0,78)
2.502
Fuente: the panel Study of income dynamics Waves 29, 31, 32, y 35.
(6) los datos de las ciudades o SmSa no se incluyeron en la oleada de 1996. Se utilizó la población estatal, en millones, como
variable proxy.
(7) el estatus de salud de los maridos y las esposas se establece del 1 al 5, siendo 1 excelente y 5 el peor nivel de salud.
270
3) Solo se han incluido aquí "prime age" mujeres casadas ya que por debajo de los 25 años se incrementa
la característica de estudios y trabajo. las decisiones de jubilación juegan un papel importante en las
deciciones de participación en las mujeres de 55 y más años. los denominados trabajadores en “prime age”
pueden verse menos afectados por los ciclos económicos, debido as relativamente grande involucración en
el mercado de trabajo.
J. S. Falzone (2010): la participación de la muJer caSada en la población activa y el papel del capital humano. evidencia en eStadoS unidoS
observa un incremento en la media de años de educación a lo largo
de dicho período: de 12,39 en 1991 a 13,42 en 2007, un incremento
de más del 8%. El estatus de salud permaneció en el intervalo de 2,2
a 2,3 con “2,0” denotando Muy Buena salud y"3.0" Buena Salud. La tasa
media de empleo estatal repuntó al 4,78% en 1991, cayendo desde
1996 a 2001 e incrementándose de Nuevo hasta el 4,73% en 2007.
Se ha hecho el supuesto de que las variables que afectan al
valor marginal del tiempo de las mujeres casadas también afectan a
su participación en el mercado de trabajo. Estas variables incluyen la
edad del hijo menor, de tal manera que la participación en la
población activa esperada varía directamente con la edad del hijo.
Esta variable crece desde 6,6 años en 1991 hasta 11 años en 2007.
También se espera que el salario del marido varíe inversamente con
la participación de la esposas en el mercado laboral. El logaritmo del
salario del marido permanece en el rango de 2,42 a 2,86 durante los
cuatro años muestrales. El indicador de salud del marido también
permaneció constante en el rango 2,22-2,29. La variable dummy
indicadora de la raza (blanca) osciló entre el 64% y el 71%.
4.- Resultados.
Las estimaciones de los coeficientes probit y los efectos par alas
mujeres casadas con edades comprendidas entre los 25 y 55 años
se presentan en la Tabla 2. Centrándonos primeramente en el
vector de características observables que determinan el salario
de mercado, el coeficiente estimado para la Edad (recuérdese,
una variable Proxy de la experiencia en el mercado laboral)
es significativo durante todos los años de la muestra, pero negativo.
Dado que esta variable se ha utilizado como una proxy de la
experiencia laboral, debería haber sido positivo. La variable edad
puede estar recogiendo la retirada de la población activa de
las mujeres casadas en la cola derecha de la distribución de edades
(las mayores edades). El coeficiente negativo puede reflejar las
decisiones de jubilación de las mujeres casadas en función de
las decisiones de jubilación de sus maridos (más viejos). La dummy
que indica la residencia en un área con una población de 250.000
habitantes o más, muestra igualmente diferentes signos y niveles de
significación. El coeficiente estimado para el estatus de salud de las
271
Clm.economía. num. 17
Tabla 2
Estimaciones máximo verosímiles del modelo probit:
Grupo principal de mujeres casadas, 1991, 1996, 2001 y 2007
(† Efectos marginales).
variable
Constante
Edad
Edad hijo más joven
Años de educación
L salario medio marido
Lg Met Area
Salud marido
Salud mujer
Tasa paro Estado
Raza blanca
Pseudo R2
Número
1991
coeficiente
1996
•
2001
•
2007
•
5,91E-01**
(0,017)
-1,06E-02**
(0,033)
3,68-E03†
5,21E-02***
(0,000)
1,80E-02†
6,86E-02***
(0,000)
2,34E-02†
-8,51E-02**
(0,044)
-2,59E-02†
-1,33E-01**
(0,026)
-4,54E-02†
8,36E-03
(0,975)
-1,84E-02***
(0,000)
-5,88E-03†
4,38E-03***
(0,000)
1,40E-02†
1,07***
(0,000)
-6,19E-03***
(0,007)
-1,92E-03†
4,37E-02***
(0,000)
1,47E-02†
1,08**
(0,013)
-7,65E-03*
(0,077)
-2,03E-02†
5,49E-02***
(0,000)
1,45E-02†
1,05E-01***
(0,000)
3,35E-02†
-9,46E-02**
(0,028)
-3,02E-02†
-5,51E-04
(0,889)
-1,76E-04†
8,47E-02***
(0,000)
2,63E-02†
-2,81E-01***
(0,000)
-8,72E-02†
1,13E-01
(0,000)
3,47E-02†
1,11E-01***
(0,000)
2,93E-02†
-1,53E-01***
(0,000)
-4,05E-02†
-7,15E-02
(0,267)
-1,87E-02†
2,41E-02
(0,432)
8,38E-03†
1,54E-01***
(0,000)
-5,34E-02†
-1,67E-02
(0,191)
-5,81E-03†
-2,68E-01***
(0,000)
-9,04E-02†
0,0522
2.659
4,89E-02
(0,146)
1,56E-02†
5,72E-03
(0,871)
1,83E-03†
-5,39E-02**
(0,050)
-1,72E-02†
-1,16E-01*
(0,067)
-3,67E-02†
0.0520
2.260
3,05E-01*
(0,075)
9,47E-03†
-2,16E-02***
(0,000)
-6,72E-02†
-1,07E-01***
(0,000)
-3,31E-02†
5,39E-03
(0,664)
1,67E-03†
0,0794
10.012
6,89E-02**
(0,054)
1,82E-02†
-2,29E-02***
(0,000)
-6,05E-02†
3,37E-02
(0,247)
8,92E-02†
-1,15E-01*
(0,105)
-2,98E-02†
0,1002
2.502
Fuente: the panel Study of income dynamics Waves 29, 31, 32, y 35. elaboración propia.
variable binaria dependiente: en población activa = 1, en caso contrario = 0.
*** Significativo al 1% o menos.
** Significativo al 5% o menos.
*
Significativo al 10 % o menos.
p >| z| entre paréntesis.
† los efectos marginales son los cambios en la probabilidad de participación en la población activa derivados de un cambio
unitario en la variable independiente correspondiente. Se han calculado para la media de las variables independientes.
mujeres casadas es negativo y significativo para los años 1991, 2001
y 2007. Tal y como se suponía, una mala salud seguramente lleva a
un decrecimiento de la probabilidad de que una mujer casada
participe en el circuito laboral. El efecto de la tasa de paro en el
Estado de residencia solo es significativo y negativo en 1996 y 2001.
272
Centrándonos ahora en el vector que determina el valor
marginal del tiempo fuera del mercado laboral, el coeficiente
asociado con la edad del hijo más pequeño es positivo y altamente
significativo en los cuatro años considerados. Esto implica que a
medida que aumenta la edad del hijo menor el salario de reserva de
la mujer cae y la probabilidad de que una mujer casada participe en
J. S. Falzone (2010): la participación de la muJer caSada en la población activa y el papel del capital humano. evidencia en eStadoS unidoS
el mercado laboral aumenta. Como su decisión de ingresar en el
mercado de trabajo se toma en el contexto de la familia, se ha
incluido el logaritmo natural del salario medio del marido para
capturar el efecto de la renta familiar. El coeficiente estimado para esta
variable es negativo y significativo en los cuatro años estudiados, lo
que sugiere que una creciente renta familiar incrementa el salario
reserva de la esposa y reduce la probabilidad de que participe en el
entramado laboral. El efecto de la salud del marido, tal y como se
suponía, es positivo, lo que indica que una salud mala incrementa la
probabilidad de que la esposa trabaje; sin embargo, dicho coeficiente
sólo resulta significativo en 2001 y 2007. En lo relativo a la dummy
para la raza, el signo es negativo y el valor significativo para tres de los
cuatro años muestrales; esto invita a pensar que los factores socioculturales diferenciales disminuyen la probabilidad de participación
en el circuito laboral de la mujer blanca casada.
Hotchkiss (2006) estudia los cambios asociados con la
participación en la fuerza de trabajo que surgen de tres fuentes. La
primera es un cambio en las características de una mujer casada.
Estos son cambios en las variables. Así, por ejemplo, una gran
inversión en años de educación tendería a hacer crecer su salario de
mercado, o un incremento en la edad de su hijo más pequeño
rebajaría su salario de reserva y, de ese modo, aumentaría la
probabilidad de que participase en el entramado laboral. La
segunda fuente de cambio en la participación en la población activa
procede de los cambios en el comportamiento, es decir, los medios
por los cuales las características conducen a las decisiones de
participación. Estos cambios en el comportamiento son recogidos
por las estimaciones de los coeficientes paramétricos asociados a
un conjunto dado de características. Más específicamente, las
estimaciones de dichos coeficientes capturan la utilidad marginal
asociada con una característica dada, de tal manera que un
coeficiente grande indica una elevada propensión a participar en el
mercado laboral. Por tanto, los coeficientes paramétricos pueden
interpretarse como un medio a través del cual las características se
transforman en comportamientos.4 La tercera y última fuente de
cambio en la participación en la población activa es el cambio en
4) la cuestión de si los comportamientos conducen a las características o viceversa es, de hecho, peliaguda.
en este trabajo se supone que los cambios en las características son exógenos.
273
Clm.economía. num. 17
factores no observables, como un cambio en el gusto por trabajar
frente al gusto por tener ocio, y son recogidos por el término
independiente. Uno de tales factores no observables,
especialmente importante en las decisiones de trabajar de las
mujeres casadas, es el gusto por el trabajo orientado al hogar
y la predilección por las actividades relacionadas con el cuidado
de los hijos.5
Dado que el énfasis de este artículo está en el papel del capital
humano en la decisión de las mujeres casadas de participar en el
Mercado de trabajo, se hace necesario destacar primeramente que
entre 1991 y 1997 la probabilidad observada de participación en el
mercado de trabajo se incrementó un 7%. Al mismo tiempo, los
años de educación aumentaron un 8,3%. Por tanto, ceteris paribus,
una mayor inversión en capital humano contribuiría a un
incremento en la participación en la población activa. También se
puede observar que el coeficiente estimado para los años de
educación de las mujeres casadas, es decir su receptividad a la
educación, es positivo y significativo al 1% o menos para todos los
años de la muestra. El coeficiente aumentó entre 1991 y 1996, cayó
en 2001 y se incrementó a su nivel más elevado en 2007. En
consecuencia, tanto un incremento en los años de educación como
un mayor grado de receptividad a la inversión en capital humano
contribuyeron al incremento en la participación observada y
predicha en el mercado de trabajo del grupo principal de mujeres
casadas (Tabla 3).
Tabla 3.
Probabilidades. Tasas de participación de la mujer casada
en la población activa 8.
beta91
beta96
beta01
beta07
1991X
1996X
2001X
2007X
69,78%
74,88%
74,35%
75,39%
59,46%
65,89%
64,93%
66,55%
75,95%
80,22%
78,81%
80,30%
84,41%
88,27%
87,73%
88,58%
Predicho
Observado
70,13%
71,00%
74,70%
73,00%
76,10%
73,00%
81,70%
78,00%
Fuente: the panel Study of income dynamics Waves 29, 31, 32, y 35. elaboración propia.
8) Beta(año) hace referencia a los comportamientos (los beta coeficientes estimados) durante un año determinado.
(Año)X se refiere a las características en ese año. por tanto, la lectura por filas indica características constantes y comportamientos
cambiantes, mientras que en la lectura por columnas lo que son constantes son los comportamientos y lo que varía son las
características.
274
5) nakamura y nakamura apuntan que además de capturar el efecto de los hijos en la oferta de trabajo,
es decir, sus demandas de tiempo, la variable hijos también recoge el gusto por la producción en el hogar.
J. S. Falzone (2010): la participación de la muJer caSada en la población activa y el papel del capital humano. evidencia en eStadoS unidoS
Figura 2 9
Tasas de participación de la mujer casada en
la población activa.
100%
90%
80%
70%
60%
50%
40%
1991X
2001X
30%
1996X
20%
2007X
Pred.
10%
0%
Beta91
Beta96
Beta01
Beta07
Fuente: the panel Study of income dynamics Waves 29, 31, 32, y 35. elaboración propia.
9) desafortunadamente, la correspondencia entre 1996X y 2007X hace que las dos curves simuladas se solapen tanto que es difícil
distinguirlas en el gráfico.
La Figura 2 muestra la "Probabilidad Predicha" basada en las
estimaciones probit evaluadas en el valor medio de sus covariables.
La "Probabilidad Simulada" muestra la probabilidad de participación
en la población activa basada en el comportamiento de las mujeres
en los años muestreados (los coeficientes b estimados) mientras las
características (los vectores X) se mantienen constantes para cada
año muestreado. La distancia vertical entre las tasas de participación
predichas y simuladas indica las diferencias en participación debidas
a cambios en las características (por ejemplo años de educación)
manteniéndose constantes los comportamientos. Por tanto, para el
periodo 1991-2007 tanto la probabilidad predicha como la simulada
se ha incrementado. Manteniendo el comportamiento constante a
niveles de 1991 (la Beta91 en la Figura 2), se encuentra que las tasas
de participación en la población activa se incrementaron más del
5,5% durante el periodo muestral. Manteniendo el comportamiento
constante a niveles de 2007 (la Beta07 de la Figura 2, las tasas de
participación crecieron alrededor de un 4%. Manteniendo las
características constantes al nivel de 1991, las tasas de participación
aumentaron del 69,78% al 84,41% (casi quince puntos
porcentuales). Si el nivel de las características se fija en 2007, el
incremento supera el 13%. Si bien tanto los cambios en los
275
Clm.economía. num. 17
comportamientos como los cambios en las características refuerzan
los cambios en las tasas de participación, son los cambios en los
comportamientos (la respuesta a las características) de las mujeres
casadas los que tuvieron el mayor efecto en el incremento de la
participación de las mujeres casadas en la población activa entre
1991 y 2007.
Recuérdese que las estimaciones de los coeficientes
paramétricos capturan la utilidad marginal asociada a una
determinada característica. Poniendo el énfasis en el efecto
marginal de los años de educación, se puede comprobar que en
1991 un año adicional de educación incrementaba la probabilidad
de participación de las mujeres casadas en el mercado de trabajo
0,023, mientras que en 2007 el cambio era de 0,029. Durante este
mismo periodo, los años de educación se incrementaron más de un
8%. Por consiguiente, mientras que la respuesta al capital humano
permaneció relativamente constante, quizás reflejando los retornos
decrecientes, la respuesta comportamental fue realzada por el
incremento en los años de educación.
5.- Resumen y conclusiones.
276
La tasa de participación constituye un importante indicador de
las condiciones laborales, proporcionando nuevos y significativos
conocimientos a la hora de evaluar le potencial de crecimiento de
una economía. Durante el medio siglo pasado, la característica más
destacable de las tendencias del mercado de trabajo fue la entrada
en el mismo de la mujer casada. Los datos del BLS desde 1948
constituyen una muy buena crónica de este hecho, mostrando una
estabilización alrededor del 60% solo al final de los noventa. Los
cambios reflejan la interacción de las características de las mujeres
casadas y su respuesta comportamental a tales características,
especialmente la inversión en capital humano. Las causas de los
cambios en las características y los comportamientos son complejas
y la causación puede darse en ambas direcciones. No obstante, los
resultados obtenidos en este trabajo indican que los años de
educación y la edad del hijo más pequeño ejercen, de forma
consistente, la influencia positiva más fuerte en la decisión de las
mujeres casadas de entrar en el mercado de trabajo, mientras que
J. S. Falzone (2010): la participación de la muJer caSada en la población activa y el papel del capital humano. evidencia en eStadoS unidoS
las ganancias de sus maridos son las que más negativamente
influyen en tal decisión. Un análisis de la descomposición de
características y comportamientos, esto es, la diferencia entre las
tasas de participación predichas y simuladas, revela que los cambios
en los comportamientos alimentaron la mayor parte de los cambios
en la participación laboral de las mujeres casadas en el período
1991-2007.
Desde una perspectiva de política, los resultados que se
obtienen indican que las ganancias adicionales en las tasas de
participación en la población activa de las mujeres casadas parecen
venir de la mano de los cambios inter-generacionales en los
comportamientos, más que de la mano de las características, muy
especialmente de los años de escolarización, el número de hijos y
sus edades y la renta del marido. Damos por sentado que los
individuos responden a los incentivos económicos. Dicho esto,
se debe agradecer la presencia e influencia de factores no
observables en los criterios de decisión y el contexto familiar en el
cual dicha es tomada dicha decisión. La aleatoriedad intrínseca de
la toma de decisiones capturada por el término de error puede no
“comportarse bien”, como se postula en nuestro modelo. Por
supuesto, existen elementos en la toma de decisiones humanas
que no pueden ser explicadas por el modelo propuesto. Es más, el
impresionante incremento en las tasas de participación en la
población activa de las mujeres casadas que se han dado en el siglo
pasado pueden haber alcanzado su límite superior natural. Los
cambios en tecnología, tanto en el lugar de trabajo (con cada vez
menos énfasis en la destreza física) como en el hogar, con la
capacidad de las mujeres de planificar el número de hijos y su
espaciamiento han cambiado enormemente la matriz de decisión
de trabajar fuera del hogar. Por tanto, el emparejamiento de las
mayores oportunidades de adquirir capital humano y los mandatos
legales y sociales relativos a las mujeres en el lugar de trabajo han
alcanzado un límite superior en su capacidad de atraer más
mujeres casadas al trabajo. Desde el momento que las tasas
de participación de la mujer empieza a equipararse con la de los
hombres, los incrementos adicionales en la tasa de participación
de las mujeres casadas pueden resultar de cambios
inter-generacionales en las perspectivas tanto de hombres como
de mujeres.
277
Clm.economía. num. 17
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