from alde.es - Encuentro de Economía Aplicada

Discriminación por género en el acceso a la contratación indefinida
Elisabet Motellón?
Enrique López-Bazo?
Grupo de Investigación AQR
Universitat de Barcelona y Parc Científic de Barcelona
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Resumen: El sistema vigente de relaciones laborales en España se caracteriza por primar la
contratación temporal como estrategia flexibilizadora del mercado de trabajo, fenómeno
que podemos incluir en lo que se ha dado en denominar “flexibilidad en el margen”.
Aunque diversos estudios han analizado la existencia de discriminación salarial según el
tipo de contrato, no se dispone de evidencia robusta acerca de la existencia de
discriminación en el acceso a un empleo mediante contrato de carácter indefinido, ni
tampoco de cuales son las características relacionadas con mayor intensidad con tal
fenómeno. En este sentido, y ante la evidencia que apunta a que la proporción de
trabajadoras con contrato temporal es significativamente superior al de trabajadores con ese
tipo de contrato, este trabajo aporta evidencia empírica acerca de los factores que
determinan las diferencias en la probabilidad de acceder a un contrato de tipo indefinido
entre trabajadores de distinto género. En concreto se aplica una adaptación de la
descomposición de Oaxaca-Blinder para funciones no lineales, propuesta recientemente en
la literatura, para determinar si son las diferencias en las características de trabajadores, del
puesto de trabajo y de la empresa las que permiten explicar los diferenciales en
probabilidad o si, por el contrario, es la diferencia en el efecto de tales características la
causante de las diferencias.
1. Introducción
La flexibilidad en el ámbito de las relaciones laborales es uno de los fenómenos que ha
generado mayor interés académico y sociopolítico. A pesar de no existir consenso en su
definición, podemos entender la flexibilidad laboral como la capacidad del mercado de
trabajo, y de los agentes que operan en él, de responder de manera fluida y en un tiempo
relativamente breve a condiciones económicas cambiantes, o de volver a una posición de
equilibrio después de un shock exógeno (Beatson, 1995, Amadeo y Horton, 1997). El
debate abierto entre los diferentes agentes socioeconómicos no está tan vinculado con la
necesidad de dotar a las empresas, y a la economía en general, de un mayor grado de
flexibilidad que permita aumentar su competitividad en un entorno cada vez más cambiante
y turbulento, como con los métodos e instrumentos a emplear para lograrla. No obstante,
existe un amplio consenso en que el entendimiento entre los diversos agentes implicados es
indispensable ya que sólo si la flexibilidad es pactada podrá convertirse en un factor clave
de competitividad sostenible.
El mercado de trabajo español tiene como rasgo distintivo la adopción de la temporalidad
como principal estrategia flexibilizadora. De forma breve, podemos decir que se
caracteriza por ajustarse a los cambios económicos a través de las cantidades, en lo que ha
venido a denominarse como flexibilidad en el margen (Bentolila y Dolado, 1994; Toharia y
Malo, 2000)1. La adopción de este planteamiento posibilita a las empresas disponer de
modalidades contractuales que les permite adaptar sus plantillas a las necesidades
coyunturales, dado el principio de causalidad establecido por el ordenamiento jurídico. Así,
si bien de la existencia de los contratos temporales no se desprende de forma inmediata un
efecto negativo para los ofertantes de trabajo, el problema surge cuando ésta alcanza unos
límites inaceptables, por los costes sociales y económicos que conlleva, en definitiva
1
Adam and Canziani (1998) lo denominan desregulación parcial.
cuando se emplean para cubrir necesidades estructurales contraviniendo el precepto legal y
la causa para la que fueron diseñados. Entre las consecuencias del abuso de la temporalidad
podemos señalar la volatilidad del empleo, la incertidumbre e inestabilidad en diferentes
facetas de los individuos, la dificultad en la adquisición de capital humano y el hecho de
estar vinculada, entre otros fenómenos, con la siniestrabilidad laboral, las barreras al acceso
a la vivienda y a créditos de consumo.
Pero, sin lugar a dudas, el riesgo de segmentación del mercado laboral en puestos de trabajo
de calidad, estables, y en puestos precarios, temporales, es el que ocasiona la situación más
alarmante, como ya se apuntaban en los estudios de Segura al al. (1991), Bentolila y
Dolado (1994), Jimeno y Toharia (1993), Toharia y Malo (2000) y Polavieja (2002. La
elevada tasa de temporalidad experimentada por España, respecto al resto de miembros de
la Unión Europea, hace de la constatación de su abuso un hecho casi irrefutable, que
incluso ha ocasionado que los(as) expertos(as) acuñen el término de modelo temporal del
mercado de trabajo español para hacer referencia a esta situación.
En el presente trabajo nos plantearemos si existe homogeneidad en la incidencia de la
temporalidad sobre los individuos que conforman la oferta de trabajo, o bien si ésta está
influida por alguna característica personal de éstos, en concreto por su género. Sustentamos
esta hipótesis en la mayor tasa de temporalidad que presentan las mujeres en función de los
datos ofrecidos por diversas fuentes. Por ejemplo, a partir de los datos proporcionados por
la Encuesta de Población Activa, Toharia et al (2004) muestran como en las últimas
décadas la diferencia en la proporción de trabajadores afectados por la temporalidad en la
contratación es de un 5% mayor para las mujeres que para los hombres. Con la intención de
proporcionar evidencia adicional acerca de esta cuestión, este trabajo pretende determinar si
realmente existe discriminación por razón de género en el acceso a un contrato indefinido
en el mercado de trabajo español una vez se tienen en cuenta las diferencias en las
características de los trabajadores(as), del puesto de trabajo, y de la empresa.
Los trabajos para España que aportan evidencia empírica sobre discriminación por tipo de
contrato centran su análisis en el estudio de las diferencias salariales. Así destacamos las
investigaciones realizadas por Jimeno y Toharia (1993), Bentolila y Dolado (1994), De la
Rica y Felgueroso (1999), Davia, y Hernanz (2002), y De la Rica (2003). Mediante la
aplicación de la descomposición de Oaxaca-Blinder, los resultados más recientes sugieren
que no existe discriminación salarial motivada por el tipo de contrato, sino que las
diferencias de salario entre trabajadores(as) con distinta modalidad contractual están
causadas por diferencias en las características de los(as) mismos(as).
La preocupación por la posible discriminación en la consecución de un empleo estable
supondría un estadio previo al estudio de otras posibles discriminaciones vinculadas con el
tipo de contrato bajo el que presta sus servicios el(la) trabajador(a), como por ejemplo la
discriminación salarial analizada por los estudios mencionados.
Para analizar la posible existencia de discriminación en el tipo de contrato por razón de
género en este trabajo aplicamos la descomposición de Oaxaca-Yun
propuesta
recientemente en la literatura (Yun, 2004). Esta metodología permite realizar la
descomposición en la media que caracteriza a la descomposición de Oaxaca con
independencia de la forma funcional del modelo especificado.
Los resultados obtenidos en nuestro trabajo sugieren que no únicamente no existe
discriminación por genero en el acceso a un contrato indefinido en España, si no que
además las diferencias en los porcentajes de contratación indefinida entre hombres y
mujeres son atribuibles en su práctica totalidad a las diferencias en la antigüedad en el
mercado de trabajo entre los individuos medios de cada género. Es decir, que en caso de
que se igualase la antigüedad de hombres y mujeres que participan en el mercado, no se
apreciarían diferencias significativas en los efectos de la temporalidad entre ambos.
El resto del trabajo se organiza como sigue. En el segundo apartado se efectúa una breve
introducción al análisis de la discriminación en el mercado de trabajo y la situación de la
contratación temporal en España, a fin de contextualizar el análisis. La descripción de la
base de datos empleada y de las principales variables utilizadas en el análisis se realiza en
el tercer apartado, mientras que el cuarto está dedicado a presentar la metodología
empleada y argumentar su adecuación para el estudio de la discriminación en el acceso a la
contratación indefinida. En el apartado 4 se presentan y discuten los principales resultados
obtenidos. Finalmente, en el apartado 5 se sintetizan las principales conclusiones
alcanzadas.
2. Discriminación en el mercado de trabajo y la contratación temporal en España
La complejidad que representa el ámbito de estudio de la discriminación en el mercado de
trabajo hace imprescindible abordar su definición a fin de poder contextualizar el presente
trabajo, a pesar de que sus múltiples facetas hagan complicada esta tarea. Paralelamente
esta complejidad dificulta no sólo su determinación, sino también su cuantificación. Los(as)
expertos(as) apuntan los obstáculos que puede encontrar la perspectiva económica a la hora
de abordar la discriminación laboral, ya que al fundamentar su análisis en la conducta
racional de los individuos, puede representar una grave desventaja para explicar un
fenómeno que podemos considerar como irracional. Conscientes de que el análisis
económico no puede facilitar una explicación completa del fenómeno, sino limitarse a la
aportación de algunas ideas del mismo, los(as) economistas han tenido que permeabilizar
sus límites para dar cabida a propuestas de otras disciplinas, a fin de sustentar sus
postulados o poder incrementar la capacidad explicativa de sus modelos.
Para la definición de discriminación económica seguiremos la propuesta de McConnell,
Brue y Macpheson (2003). Así, ésta acontece cuando los(as) trabajadores(as) pertenecientes
a grupos minoritarios, con idéntica capacidad, nivel de estudios, formación y experiencia
que el grupo mayoritario, recibe un trato inferior en la contratación, el acceso a una
ocupación, los ascensos, el salario o las condiciones de trabajo. Esta discriminación en el
mercado laboral se observará cuando personas (o grupos de personas) con las mismas
“características
económicas”
vinculadas
con
su
productividad
marginal
(educación,
experiencia, nivel de ausentismo, habilidades, actitudes, motivación, etc.) perciben
diferentes salarios en promedio y, estas diferencias retributivas están sistemáticamente
correlacionadas con determinadas características individuales “no económicas”, como el
género, edad, etnia, participación sindical, religión, ideología política, etc. (Stiglitz 1973¸
Aigner y Cain 1977). Aunque estos últimos autores hacen referencia específica a la
discriminación salarial podemos hacer extensible esta definición a otros tipos de
discriminación, tales como el acceso al empleo, las condiciones laborales, la ocupación, o
el acceso a la educación y formación.
Paralelamente también son varias las razones que justifican la falta de consenso en torno a
una única teoría que explique la existencia de discriminación laboral. Estas razones derivan
especialmente del reciente interés por analizar este fenómeno, la diversidad de
manifestaciones en las que ésta se puede materializar, así como de la multitud de causas
que pueden condicionar su existencia, causas que no siempre se prestan a un examen
objetivo y en términos cuantitativos. Pero a pesar de esta problemática planteada podemos
encontrar diferentes aproximaciones que racionalizan la presencia de la discriminación. De
todas las vertientes de pensamiento económico es la neoclásica la que copa la mayoría de la
literatura teórica y empírica. Dentro de la tradición neoclásica podemos encontrar diferentes
modelos que aportan un marco teórico a la discriminación en el mercado de trabajo.
Resaltamos los cuatro principales por sus repercusiones teóricas y empíricas: el Modelo del
gusto por la discriminación, basado en el prejuicio de los agentes dispuestos a pagar por
discriminar, el Modelo del poder del mercado, sustentado en el trato diferenciado que
reciben los individuos con una oferta de trabajo más inelástica, el Modelo de segregación
ocupacional, que se centra en las consecuencias derivadas del exceso de oferta de trabajo
en aquellas ocupaciones donde el colectivo minoritario encuentra menores barreras de
acceso, y el Modelo de discriminación estadística. Es este último el más desarrollado y
podríamos describirlo como un modelo estocástico de discriminación que presenta “más
posibilidades de que se produzca una discriminación permanente” (Cain, 1986). El modelo
de discriminación estadística tiene su fundamento en la inexistencia de información
perfecta. Los(as) empresarios(as) desconocen la productividad que pueden alcanzar los(as)
demandantes de empleo, y al no disponen de esta información a nivel individual la
sustituyen por el promedio que se le atribuye al colectivo al cual pertenecen, del que sí se
dispone
de
información
completa.
En
definitiva,
representa
etiquetar
a
los(as)
trabajadores(as) con los valores medios de las características de su grupo, radicando el
problema en aquellos individuos que se alejan de la media del grupo.
En el terreno empírico, y dentro del ámbito de las relaciones laborales, la mayoría de las
investigaciones se han centrado en el análisis de la discriminación salarial, en la del acceso
al empleo y en la de la adquisición de capital humano. En ellas, los principales colectivos
desfavorecidos los constituyen mujeres y minorías étnicas. En este sentido, este trabajo se
pretende aportar evidencia robusta sobre la existencia de discriminación de género en la
obtención de un empleo de carácter indefinido en el mercado de trabajo español y, en su
caso, de los mecanismos a través de los cuales ésta se produce. Como se ha indicado
anteriormente, son diversos los trabajos que han aportado evidencia acerca de la existencia
de discriminación salarial según el tipo de contrato en España, mientras que no esta
cuestión no parece haber llamado la atención para el caso de los mercados de trabajo en
otras economías. Es posible que la ausencia de análisis exhaustivos en esos casos esté
estrechamente relacionada con el hecho de que la temporalidad no haya alcanzado en ellas
las cotas que ha padecido y padece el mercado de trabajo español. Por este motivo es en el
ámbito de las relaciones laborales españolas donde se circunscriben la práctica totalidad de
trabajos que analizan las causas y consecuencias de la contratación temporal (Jimeno y
Toharia, 1993; Bentolila y Dolado, 1994; De la Rica y Felgueroso, 1999; Davia y Hernanz,
2002; De la Rica, 2003; Guadalupe, 2003; Toharia et al, 2004).
La tasa de temporalidad española es con creces muy superior a la media europea.
Basándonos en la información aportada por Eurostat para el segundo trimestre de 2003,
constituye más del doble que la de la UE-15 y triplica la de países como Italia con un
modelo de relaciones laborales similar al español. Este abuso de la contratación temporal,
especialmente relevante para los(as) jóvenes, mujeres y trabajadores(as) con menor nivel
educativo, origina como externalidad más importante la actual “precariedad” laboral, de la
que se derivan no sólo inaceptables costes sociales sino una reducción de la eficiencia y
competitividad empresarial.
Siguiendo el reciente estudio de la temporalidad en el mercado de trabajo español de
Toharia et al (2004), podemos distinguir tres grandes fases en la evolución de la
contratación temporal en las últimas décadas. El primero ubicado entre el inicio de la
transición política y la aprobación de la reforma del Estatuto de los Trabajadores de 1984,
caracterizado por un ordenamiento jurídico que implantaba gradualmente la contratación
temporal como elemento estructural desvinculado del
principio de causalidad. Una
segunda etapa datada entre 1984 y 1992 donde observamos una cierta estabilidad normativa
que ocasionó un incremento inusitado de la tasa de temporalidad, se pasó de un 10% de la
población asalariada a más del 30% de ésta. La tercera fase arranca con la reforma laboral
de 1992. En ella la tasa de temporalidad permanece prácticamente constante, a pesar de que
las diferentes reformas legislativas aprobadas (1992, 1994, 1997 y 2001) persiguieran
principalmente frenar la contratación temporal, teniendo su culminación en la recuperación
del principio de causalidad.
Si analizamos la temporalidad en función del sexo de los individuos, dado que es ésta
cuestión la que centra nuestro estudio, podemos reseñar cómo la diferencia entre hombres y
mujeres ha realizado en los últimos años lo que ha dado en denominarse como un “viaje de
ida y vuelta”. Así, mientras que en 1991 la desigualdad entre hombres y mujeres era de 9
puntos, coincidiendo con la etapa de crecimiento de la temporalidad en el mercado de
trabajo español, en 1998 ésta se redujo hasta situarse en un 2%, cuando la evolución de los
contratos temporales se hallaban en un periodo de estabilidad e, incluso, de leve reducción.
Esta diferencia vuelve a incrementarse en 2004, situándose la discrepancia de la tasa de
temporalidad entre hombres y mujeres en torno al 5%.
Por último, es importante destacar que el análisis que realizamos en este trabajo se basa en
información disponible para 1995, año especialmente atípico en la evolución de la
estabilidad laboral en España. Es en ese año cuando la tasa de temporalidad masculina
alcanza su punto álgido, en contraposición con la de las mujeres que se encontraban en un
proceso, iniciado alrededor de 1992, de progresiva consecución de estabilidad laboral. Dos
son las hipótesis que se apuntan en Toharia et al (2004) para dar explicación a la situación
femenina. La primera tiene que ver con la transformación o conversión a indefinido del
boom de la contratación de duración temporal soportado por las trabajadoras durante el
periodo 1987-1991. La segunda hace referencia a la concentración femenina en aquellas
ocupaciones más propensas a realizar contratación fija. Esta circunstancia es importante
para contextualizar los resultados obtenidos en apartados posteriores de nuestro trabajo.
3. Base de datos y descriptivo
La Encuesta de Estructura Salarial de 1995, EES’95 en adelante, publicada por el Instituto
Nacional de Estadística en 1997 y con una periodicidad, en principio, cuatrienal
proporciona de forma detallada e individualizada, para una muestra superior a 175.000
individuos, datos salariales así como un conjunto de variables que aproximan sus
características personales, las condiciones de trabajo y de la empresa donde prestan sus
servicios.
El ámbito geográfico de la EES’95 abarca todo el territorio del estado español, con datos
conjuntos para Ceuta y Melilla. Respecto a su ámbito poblacional recoge información para
trabajadores(as) por cuenta ajena dados de alta a 31 de octubre de 1995 en centros de
cotización con 10 o más empleados(as). El año 1995, considerado de forma conjunta, y el
mes de octubre, de forma específica, conforman un doble ámbito temporal de referencia de
la encuesta.
Sobre la muestra original facilitada por el INE se realizó una depuración a fin de eliminar
todos aquellos individuos que presentaban valores anómalos que podrían restar congruencia
al trabajo. Así se excluyeron las observaciones correspondientes a trabajadores(as) que
presentaban una jornada anual de cero horas, edad superior a 65 años, salarios netos
negativos, preceptores de pagos extraordinarios que constituyesen más de la mitad del
salario bruto anual, aquellos(as) cuyo salario hora anual y salario hora mensual referido al
mes de octubre difería en más de 3.500 pesetas y, por último, aquellos(as) trabajadores con
una cantidad inferior a 500 pesetas en su salario mensual correspondiente a octubre de
1995, en el pago del IRPF o a la seguridad social. La muestra final resultante la componen
un total de 128.828 individuos, 77,4% hombres y 22,6% mujeres.
Además de las variables proporcionadas directamente por la EES’95, se elaboraron algunas
adicionales. Así la inadecuación educativa se obtuvo como el desajuste entre la media de la
educación de los trabajadores en cada ocupación y el nivel educativo ostentado por cada
individuo, y la diferencia entre el salario percibido y el esperado a través de la estimación
de una ecuación minceriana simple donde se incluyeron
el nivel de educación, la
experiencia, el cuadrado de ésta y el sexo del individuo.
Por lo que respecta al tipo de contrato, señalar que este puede adoptar dos categorías, según
si el contrato estipulado sea indefinido o temporal, incluyéndose en esta última categoría
tanto los contratos de duración determinada como los formativos que aparecen
desagregados en la EES’95. De los trabajadores(as) fijos(as) de la muestra, 94.774
individuos, el 78,77% son hombres frente a un 21,23% de mujeres. Paralelamente se
observa como la incidencia de la temporalidad para los hombres es prácticamente de 6
puntos porcentuales inferior a la padecida por las trabajadoras. Dicha diferencia resulta
significativa cuando efectuamos un contraste de igualdad de proporciones, como se muestra
en los resultados de la Tabla 1. Por tanto, la diferencia en la probabilidad bruta de acceso a
un contrato indefinido por razón de género resulta claramente significativa, lo que justifica
un análisis más detallado de la misma como el que efectuamos en este trabajo.
En la Tabla 2 se presenta un análisis descriptivo de las variables empleadas en el trabajo,
tanto para el total de trabajadores(as) como para los de uno y otro sexo. Como rasgos
generales destacar el nivel educativo de las mujeres, superior a un año al de los hombres, y
su menor antigüedad en la empresa. Los centros de trabajo con convenio colectivo de
ámbito de empresa en vigor emplean en mayor proporción a hombres, pero las mayores
diferencias por género las encontramos en la edad, ocupación y sector de actividad. Destaca
la participación femenina en el empleo juvenil, así el 37,2% de las trabajadoras están
comprendidas en un tramo de edad entre los 16 y 29 años frente a un 21,15% de los
hombres, sin embargo éstos son mayoritarios, aproximadamente 18 puntos, en el grupo de
mayor edad. La variable ocupación presenta diferencias significativas siguiendo un patrón
que podría adaptarse a la existencia de una segregación ocupacional por razón de género.
Así los trabajadores varones se concentran en los puestos de trabajo cualificados de los
diferentes sectores y como operadores de maquinaria fija o móvil, para el caso del empleo
femenino
las
ocupaciones
predominantes
son
aquellas
relacionadas
con
trabajos
administrativos, servicios de restauración y personales, así como dependientas de comercio
y asimilados.
Destacar que si bien se aprecia igualdad para ambos sexos en aquellas
ocupaciones que requieren de una titulación universitaria de segundo y tercer ciclo, la
dirección y gerencia de las empresas parecía seguir vedada para las mujeres. Para finalizar,
y por lo que respecta a las ramas de actividad, las mujeres destacan por su concentración en
determinados sectores. Así por ejemplo casi el
43% de las trabajadoras prestan sus
servicios en la industria textil y de la confección, calzado y transporte. Por su parte, los
varones tienen una mayor representación en las ramas de minerales y productos no
metálicos, productos metálicos, en productos industriales diversos y en la construcción.
4. Metodología para la descomposición de las diferencias en la probabilidad de acceso
a contratación indefinida.
Para la constatación de la posible existencia de barreras en el acceso a la contratación
indefinida para las mujeres en el mercado de trabajo español, se han estimado las
probabilidades, mediante un modelo probit, de tener un contrato fijo para los dos colectivos
de interés, identificando como grupo discriminado a las mujeres y como grupo dominante
el constituido por los empleados varones. Aunque las diferencias en estas probabilidades
estimadas serían indicativas de la presencia de los citados obstáculos, no son suficientes
para confirmar la existencia de actitudes discriminatorias en el acceso a la estabilidad
laboral en contra de las mujeres. Para ello debemos detallar si éstas barreras son fruto de las
distintas características de los colectivos analizados, hombres o mujeres, o por el contrario,
derivan de la diferente repercusión de las mismas, siendo este último supuesto el único que
evidencia discriminación en el acceso a la contratación fija.
La metodología propuesta por Yun (2004) de descomposición de diferencias en la media
para el caso de modelos no lineales nos permite identificar las actitudes discriminatorias
hacia las mujeres en la contratación laboral. Este instrumento determina si ésta discrepancia
en la probabilidad de obtener un contrato indefinido es imputable a las diferencia en las
características entre hombres y mujeres o bien si ésta se explica a través de la desigualdad
en la tasa de rendimiento de las características señaladas. Esta distinción es primordial dado
que el primer supuesto atribuirá la diferencia en el acceso a la contratación indefinida a la
posesión por parte de los trabajadores varones de una serie de rasgos que le confieren una
mayor empleabilidad y/o competencias laborales que condicionan su estabilidad laboral.
Mientras, la segunda posibilidad acreditaría la presencia de una diferencia en la
probabilidad neta entre hombres y mujeres en la formalización de su relación laboral,
confirmándose la existencia de discriminación al posibilitarse que, ante igualdad de
características y capacidad productiva, las mujeres encuentren mayores obstáculos para
acceder a empleos fijos que los hombres. La descomposición en las medias nos permite no
sólo cuantificar estas diferencias, sino detallar qué tipo de características contribuyen en
mayor medida a las mismas. Para ello se han agrupado las variables determinantes de la
probabilidad de acceder a un contrato indefinido en cuatro grupos de características,
dependiendo de que estén relacionadas con las características personales, con las del puesto
de trabajo que desempeñan, con las de la empresa donde están empleados(as), y con la de la
Comunidad Autónoma donde se localiza la empresa.
El método generalizado de diferencias en el primer momento propuesto en Yun (2004) nos
proporciona una metodología válida para cualquier forma funcional que sintetiza la relación
entre la variable de interés, la probabilidad de acceso a la contratación indefinida, y sus
determinantes. De hecho, este procedimiento, generaliza la descomposición clásica de
Oaxaca-Blinder de 1973, haciendo de ésta un caso particular de la propuesta de Yun. Esta
parte de una forma general, recogida en la siguiente expresión:
[
][
]
Prob(CF)H − Prob(CF)M = Φ( XH βH ) − Φ(XM βH ) + Φ( XM βH ) − Φ(XM βH )
(1)
El término de la izquierda de la igualdad corresponde a la diferencia en la media de la
probabilidad de tener contrato indefinido según el género. Esta diferencia puede explicarse
a través de dos términos, el primero a la derecha de la igualdad recoge el efecto atribuible a
las diferencias en las características entre ambos grupos, mientras que el segundo término a
la derecha de la igualdad cuantifica la discrepancia originada en la diferencia de
rendimientos de las características, alertándonos sobre la existencia de discriminación neta
entre colectivos, dado que permitimos que ante igualdad de características (XM) el impacto
de éstas sea distinto para cada grupo. En el caso de ausencia de discriminación ente término
será nulo siendo los coeficientes para las mujeres (ßM) iguales al de los hombres (ßH). Pero
a partir de esta especificación no podemos detallar la contribución de cada variable, o
conjunto de variables, en la diferencia de probabilidades. Para solventar esta cuestión y
obtener un mayor detalle de la diferencia total hemos de realizar una transformación de la
especificación general en dos etapas. La primera consistirá en evaluar la función en los
valores medios de los regresores, mientras que la segunda consistirá en la aplicación de la
expansión de Taylor. Como resultado se obtiene la expresión para la descomposición
generalizada en las medias:
k
[
]
k
[
]
prob( CF H ) − prob ( CFM ) = ∑ P∆iX Φ ( X H β H ) − Φ ( X M β H ) + ∑ P∆iβ Φ ( X M β H ) − Φ ( X M β M ) (2)
i =1
i =1
i
donde P∆iX y P∆β denotan, respectivamente, los pesos de las variables y de sus tasas de
retorno.
Estos pesos nos permitirán obtener información del porcentaje de la diferencia
total en las probabilidades de acceso a un contrato fijo entre el colectivo masculino y
femenino ocasionado por la incidencia de las características personales, del puesto de
trabajo, de la empresa o de la comunidad autónoma, y la debida a las diferencias en el
impacto de estas en cada uno de los grupos.
5. Resultados
En este apartado se sintetizan los resultados obtenidos al realizar la descomposición de
Oaxaca-Yun para las diferencias en la probabilidad de acceso a un contrato indefinido entre
hombres y mujeres. Como se ha indicado en la sección 2, la estimación de los parámetros
asociados a los determinantes de dicha probabilidad para ambos sexos constituye el paso
previo a la descomposición. Para ello se ha especificado el siguiente modelo probit:
Pr ob( CF) = Φ(Xβ )
(3)
donde Prob(CF) denota la probabilidad asociada a contrato indefinido, Φ la función de
distribución acumulada de la normal y X incluye las característica de los trabajadores (no
económicas y económicas), del puesto de trabajo, de la empresa e institucionales y β es el
vector de parámetros asociado a tales características.
La especificación en (3) ha sido estimada para la muestra total de trabajadores(as) y para
cada uno de los grupos de interés, hombres y mujeres. Los resultados se resumen en la
Tabla 3. Para el total de los(as) trabajadores(as), primera columna, se aprecia como en
conjunto todos los parámetros resultan significativos y contribuyen en gran medida a la
explicación de la dispersión en la probabilidad de obtención de un contrato indefinido entre
los distintos individuos en la muestra. En consonancia con la evidencia previa, obtenida a
partir de la información extraída de la EPA (Toharia et al, 2004), la probabilidad de
contrato indefinido es creciente con la edad de los(as) empleados(as) y con las
características económicas de los individuos, tales como la educación y la antigüedad.
También presenta una relación positiva con la diferencia salarial entre el salario real
percibido y aquél esperado por el individuo en función de sus particularidades. Por su parte,
respecto a los regresores que recogen información sobre el puesto de trabajo desempeñado,
destacar como las ocupaciones que requieren menor cualificación son aquellas que
presentan menor probabilidad de estabilidad laboral. Paralelamente, y haciendo referencia a
las características de la empresa, es significativa la dispersión en la probabilidad derivada
del sector de actividad.
Por lo que respecta a los resultados de la estimación del modelo para cada uno de los
géneros, la segunda y tercera columnas de la Tabla 3 presentan los resultados derivados de
la estimación del modelo para los dos colectivos citados. Las mayores diferencias en los
coeficientes estimados entre los(as) empleados(as) en función de su género están originadas
por variables como la ocupación, la edad, la comunidad autónoma y la antigüedad. Son
estas diferencias detectadas en los efectos entre ambos grupos las que sugieren que las
distintas probabilidades de acceso a contrato indefinido presentada por los dos colectivos de
interés podrían no ser exclusivamente originadas por los rasgos distintivos de éstos, sino
que podemos imputarle a los efectos asociados a las diversas variables una contribución en
la generación de la diferencia en probabilidad objeto de estudio.
La descomposición de Oaxaca-Yun nos permite, en primer lugar, cuantificar la
contribución atribuible a cada caso. Es decir, nos permite la desagregación de la diferencia
en probabilidades entre la ocasionada por las características los(as) trabadores(as) según su
género y las tasas de rendimiento de éstas. La Tabla 4 recopila de forma esquemática los
resultados obtenidos para el conjunto de los factores considerados. Se aprecia como de los
5,68 puntos porcentuales de diferencia en la probabilidad de contrato fijo, 4,32 son
atribuibles a diferencias en las características entre hombres y mujeres, mientras que 1,36
puntos son derivados de las discrepancias en los efectos de esas características. Es decir,
algo más de un 75% del diferencial de probabilidad entre hombres y mujeres es atribuible a
diferencias en las características, mientras que lo restante sería atribuible a diferencias en el
impacto de tales características. No obstante, y atendiendo a la definición de discriminación
dada en apartados anteriores,
al porcentaje del efecto atribuible a las diferencias en los
parámetros habría que añadirle aquél ocasionado por las diferencias en las características no
económicas del(la) trabajador(a). De esta forma, casi el 30% de la diferencia en
probabilidades puede ser imputable a la existencia de comportamientos discriminatorios
contra las mujeres en el mercado laboral español en su consecución de la estabilidad
laboral, entendida ésta como la obtención de un contrato de duración indefinida.
Cabe matizar que del análisis detallado de la contribución de cada una de las características,
y de las variables que la componen, se desprende que la diferencia de probabilidades es en
su práctica totalidad ocasionada por divergencias en las características económicas, y más
concretamente por la antigüedad, al corresponderle a la experiencia en la empresa el 99%
de la diferencia atribuible a las características. Este hecho es especialmente significativo si
tenemos en cuenta que ésta es en esencia una variable de control, que se introduce en el
modelo con el objetivo de condicionar por la clara desigualdad existente en el tiempo de
permanencia en el puesto de trabajo entre individuos con contrato indefinido y con contrato
temporal. De hecho, si eliminamos el efecto asociado a la antigüedad, comprobamos como
prácticamente desaparecen las diferencias de género en la probabilidad de acceso a la
contratación indefinida2. No obstante, en ese caso la escasa discrepancia entre
probabilidades sería atribuible en su mayor parte a la existencia de discriminación.
6. Conclusiones
Este trabajo ha aportado evidencia acerca de la desigualdad existente entre hombres y
mujeres en la probabilidad de obtención de un empleo estable mediante contratación
indefinida. Para el año 1995, y a partir de la información facilitada por la EES’95, se ha
mostrado como la diferencia de género en la proporción de trabajadores con contrato
indefinido es de alrededor de 5 puntos. Dicha diferencia es estadísticamente significativa y
coincidente con la información derivada de otras fuentes, como la EPA.
2
Esta circunstancia se confirma cuando se calcula la diferencia en las proporciones de contratos indefinidos
entre hombres y mujeres exclusivamente con observaciones en la EES’95 correspondientes a trabajadores(as)
con no más de 3 años de antigüedad. En ese caso, las probabilidad bruta es incluso ligeramente superior para
las mujeres.
A fin de determinar la posible existencia de discriminación por razón de género se ha
analizado en profundidad dicha diferencia en las probabilidades de hombres y mujeres. Se
ha obtenido como alrededor de 1,5 puntos de los 5 totales pueden ser atribuidos a actitudes
discriminatorias hacia las mujeres trabajadoras, entendiendo la discriminación no sólo
como la debida a las diferencias en el impacto de las variables determinantes de la
probabilidad sino también a la originada por una característica no económicas como la edad
que, por sí misma, no está vinculada con la productividad y competitividad del individuo.
Estos resultados nos conducen a concluir que la mayor tasa de temporalidad soportada por
las trabajadoras en el mercado de trabajo español, en comparación con la de sus
compañeros, así como las externalidades negativas que se derivan de su abuso, no son
originadas por su condición de mujer sino por las características que éstas poseen o del
trabajo que desempeñan. El hecho de que en la estimaciones de probabilidades de contrato
indefinido las ocupaciones y sectores de actividad tengan una diferencia significativa para
hombres y mujeres nos podría indicar que, posiblemente, estemos ante un caso de
segregación ocupacional, tal y como postula el modelo de discriminación introducido por
Bergmann en 1974. Dicho análisis se encuentra en la agenda de nuestra investigación
futura.
Referencias
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Tabla 1. Probabilidad bruta de acceso a contrato indefinido por género
Proporción de trabajadores indefinidos sobre el total de trabajadores:
Proporción de trabajadoras indefinidas sobre el total de trabajadoras:
Test de igualdad de proporciones
(HO = Proporción indefinidos = Proporciónindefinidas = p )
p-value
0,7487
0,6911
3338,9985
0,0000
Tabla 2. Descriptivo de variables en el análisis
Total
Hombres Mujeres
Total
Variables No Categóricas
(media y desviación estándar)
Educación
Antigüedad
Tamaño empresarial
Diferencia log. salarial
8,656
8,472
9,283
(3,71)
(3,73)
(3,57)
10,413
10,957
8,552
(9,83)
(10,07)
(8,72)
178,290
174,787
190,289
(641,03)
(643,56)
(632,14)
0,000
0,000
0,000
(0,45)
(0,45)
(0,42)
Variables Categóricas
(expresadas en porcentaje)
Edad
16 - 19
20 - 24
25 -29
30-34Ø
35-44
45 – 54
55 – 65
Tipo de Contrato
C. indefinido
C. temporal
Tipo de Ocupación
Dirección y GerenciaØ
Título 2º y 3 er ciclo universitario
Título 1 er ciclo universitario
Técnicos y administrativos
Restauración, seguridad, dependientes
Trabajadores cualificados
Operadores inst. industriales
Trabajadores no cualificados
Tipo de Jornada
Tiempo Completo
Tiempo ParcialØ
Tipo de Mercado
Local, regional o nacional
UE y mundial Ø
0,010
0,083
0,158
0,162
0,285
0,211
0,092
0,008
0,068
0,139
0,157
0,285
0,236
0,107
0,014
0,133
0,225
0,179
0,285
0,125
0,038
0,736
0,264
0,749
0,251
0,691
0,309
0,041
0,028
0,019
0,257
0,078
0,213
0,245
0,120
0,048
0,028
0,021
0,206
0,063
0,249
0,271
0,114
0,014
0,028
0,012
0,431
0,131
0,090
0,158
0,138
0,972
0,028
0,986
0,014
0,923
0,077
0,887
0,113
0,889
0,111
0,880
0,120
Hombres Mujeres
Variables Categóricas
(expresadas en porcentaje)
Sector de Actividad
P. Energéticos
Min. Metálicos y siderometalurgia
Minerales y P. no metálicos
P. Químicos
P. Metálicos
Mat. Transporte
P. Alimentarios, bebidas, tabaco
Textil, cuero, calzado y vestido
0,035
0,006
0,059
0,043
0,130
0,035
0,069
0,062
0,040
0,007
0,069
0,041
0,146
0,041
0,066
0,040
0,017
0,001
0,024
0,050
0,077
0,015
0,079
0,135
Papel, impresión
P. Industriales diversos
Construcción
Comercio
Transporte
Crédito y Seguros
Otras ventasØ
0,041
0,093
0,075
0,057
0,172
0,067
0,056
0,042
0,103
0,092
0,062
0,137
0,065
0,050
0,038
0,060
0,019
0,042
0,291
0,075
0,078
Tipo Convenio Colectivo
Empresa
Superior a empresaØ
0,234
0,767
0,246
0,754
0,191
0,809
0,979
0,021
0,978
0,022
0,980
0,020
0,090
0,049
0,034
0,030
0,047
0,023
0,045
0,060
0,161
0,088
0,020
0,060
0,132
0,034
0,031
0,073
0,022
0,002
0,095
0,049
0,036
0,028
0,048
0,024
0,047
0,064
0,151
0,088
0,021
0,061
0,123
0,036
0,030
0,075
0,023
0,002
0,073
0,046
0,026
0,036
0,046
0,019
0,039
0,045
0,195
0,090
0,015
0,058
0,162
0,029
0,032
0,069
0,021
0,001
Total individuos 128.828
99.716
29.112
Tipo Propiedad
Privada
Participación PúblicaØ
Comuni dad Autónoma
Andalucía
Aragón
Asturias
Baleares
Canarias
Cantabria
Castilla y León
Castilla La Mancha
Cataluña
Comunidad Valenciana
Extremadura
Galicia
Madrid
Murcia
Navarra
Euskadi
La Rioja
Ceuta y MelillaØ
Ø Denota la categoría base que configura al individuo de referencia en el análisis de regresión del apartado 5.
Tabla 3. Estimación del modelo probit de probabilidad de acceso a contrato indefinido
Constante
Características del(la) trabajador(a)
No económicas
Edad
16 - 19
20 - 24
25 -29
30 - 34
35 - 44
45 - 54
55 - 65
Económicas
Educación
Antigüedad
Diferencia salarial
Características del Puesto de Trabajo
Tipo de Ocupación
Dirección y GerenciaØ
Título 2º y 3º ciclo universitario
Título 1º ciclo universitario
Técnicos y administrativos
Restauración, seguridad, dependientes
Trabajadores cualificados
Operadores inst. industriales
Trabajadores no cualificados
Tipo de Jornada
Tiempo Completo
Tiempo ParcialØ
Características de la Empresa
Tipo de Mercado
Local, regional o nacional
UE y mundialØ
Sector de Actividad
P. Energéticos
Min. Metálicos y siderometalurgia
Minerales y P. no metálicos
P. Químicos
P. Metálicos
Mat. Transporte
P. Alimentarios, bebidas, tabaco
Téxtil, cuero, calzado y vestido
Papel, impresión
P. Industriales diversos
Construcción
Comercio
Transporte
Crédito y Seguros
Otras ventas Ø
Tipo Convenio Colectivo
Empresa
Superior a empresaØ
Tipo Propiedad
Privada
Participación PúblicaØ
Tamaño (entre 1.000)
TOTAL
HOMBRES
MUJERES
coeficiente sign.
coeficiente sign.
coeficiente sign.
-0,8608 ***
-0,6730 ***
-1,6863 ***
-0,3111 ***
-0,2908 ***
-0,1555 ***
-0,2424 ***
-0,2381 ***
-0,1469 ***
-0,3980 ***
-0,3435 ***
-0,1489 ***
0,1541 ***
0,2913 ***
0,3636 ***
0,1535 ***
0,291 4 ***
0,3386 ***
0,1632 ***
0,3113 ***
0,6007 ***
0,0292 ***
0,5245 ***
0,3066 ***
0,0313 ***
0,5272 ***
0,3291 ***
0,0222 ***
0,5221 ***
0,2612 ***
-0,6122
-0,6836
-0,6143
-0,8670
-0,8426
-0,8176
-0,9398
***
***
***
***
***
***
***
0,1123 ***
-0,0212
0,2623
0,5953
0,1647
0,4502
0,2272
0,2172
0,3126
0,2810
0,5147
0,3103
-0,3296
0,2131
0,3121
0,4907
0,0225
-0,3793
-0,6846
-0,3257
-0,5993
-0,5282
-0,6517
-0,6303
0,1742 ***
0,0427
0,0042
***
***
***
***
***
***
***
***
***
***
***
***
***
***
0,1255 ***
-0,0840
***
***
***
***
***
***
***
-0,6099
-0,6393
-0,6182
-0,8572
-0,8746
-0,8390
-0,9913
0,2765
0,6210
0,1884
0,4625
0,2664
0,2460
0,3718
0,3102
0,5932
0,3459
-0,3228
0,2791
0,3779
0,5638
-0,0847 **
***
***
***
***
***
***
***
***
***
***
***
***
***
***
0,1340 ***
-0,2345 ***
0,0350
***
***
**
***
***
***
***
0,2604
0,2280
0,2213
0,4624
0,1318
0,1267
0,2003
0,2651
0,3368
0,2444
-0,0287
0,0209
0,2031
0,3905
**
**
***
**
***
***
***
***
***
***
0,0825 **
0,1456
0,0080
Tabla 3. Estimación del modelo probit de probabilidad de acceso a contrato indefinido (cont.)
Características Institucionales
Comunidad Autónoma
Andalucia
Aragón
Asturias
Baleares
Canarias
Cantabria
Castilla y León
Castilla La Mancha
Cataluña
Comunidad Valenciana
Extremadura
Galicia
Madrid
Murcia
Navarra
Euskadi
La Rioja
Ceuta y MelillaØ
Tamaño Muestral
Wald test (b=0)
p-value
R2 - Laitila '93
TOTAL
HOMBRES
MUJERES
coeficiente sign.
coeficiente sign.
coeficiente sign.
-0,3101 **
-0,1028
-0,2363
0,1241
-0,2452
-0,1410
-0,1168
-0,1418
-0,0954
-0,1731
-0,1148
-0,2983 *
-0,0201
-0,2533
0,0107
-0,2191
0,0768
128.828
25626,429
0,000
0,967
-0,4548
-0,2650
-0,4100
-0,0298
-0,3760
-0,2958
-0,3241
-0,3100
-0,2288
-0,3413
-0,2842
-0,4425
-0,1827
-0,4413
-0,1330
-0,3162
-0,0495
99.716
18976,948
0,000
0,969
Ø Denota la categoría base que configura al individuo de referencia.
***, ** , * denota coeficiente significativo al 1%, 5% y al 10%, respectivamente.
***
**
**
*
*
*
**
**
**
*
0,1952
0,4575
0,3735
0,6826 *
0,2374
0,4039
0,6007 *
0,4604
0,4209
0,4115
0,4933
0,2286
0,5447
0,4103
0,5450
0,1635
0,5339
29.112
6588,4243
0,000
0,957
Tabla 4. Descomposición de la diferencia en la probabilidad de acceso a contrato
indefinido
Diferencia en la probabilidad de acceder a un contrato indefinido por género
prob(CFH ) − prob(CFM ) = 0,056874
Derivadas de las características
∑ P [Φ (X
k
i
∆X
H βH
) − Φ (X M β H )
i =1
]
Derivadas de los coeficientes
∑ P [Φ( X
k
i
∆β
i =1
Diferencias en las variables
Constante
Características del(la) trabajador(a)
No económicas
Edad
M βH
) − Φ( X M β M )
]
Discriminación
0,10309
0,04586
0,00296
0,00296
0,01320
0,00015
0,00015
0,04290
-0,00088
0,04378
0,00000
0,01306
0,00861
0,00445
0,00000
Características del puesto de trabajo
Ocupación
Jornada
-0,00029
-0,00067
0,00038
-0,01572
-0,02806
0,01234
Características de la empresa
Mercado
Sector
Convenio Colectivo
Propiedad
Tamaño
-0,00181
0,00000
-0,00206
0,00025
0,00001
-0,00002
-0,01652
0,00796
0,01187
0,00100
-0,03788
0,00052
Características institucionales
Comunidad Autónoma
-0,00054
-0,00054
-0,07040
-0,07040
0,04321
75,98%
0,01366
24,02%
Económicas
Educación
Antigüedad
Diferencia salarial
Total
Porcentaje