Introducción

Las diversas investigaciones en México muestran que las disoluciones conyugales (divorcios y separaciones de cohabitaciones) van en franco aumento. Por ejemplo, ^{Samuel y Sebille (2005)} encontraron que las disoluciones se duplicaron entre las generaciones de nacimiento 1936-1938 y 1966-1968.¹ Por su parte, ^{Gómez (2011)} encontró que entre 1970 y 2000 las disoluciones en México subieron en 90 por ciento. Mientras que ^{Pérez Amador y Ojeda (2016)} muestran que una cuarta parte de las uniones de mujeres nacidas a finales de los años 70 disuelven su unión antes de llegar al décimo aniversario, lo que representa un acumulado de 13 puntos porcentuales más que para la cohorte de 1951-1953.

Este crecimiento de la disolución de uniones en el país ha puesto sobre la mesa el cuestionamiento de las razones de su ocurrencia. De los diferentes posibles factores explicativos, uno de los más recurrentes en la investigación internacional ha sido la entrada de las mujeres al mercado laboral. En Europa y Estados Unidos las investigaciones de este vínculo tienen ya algunas décadas y, de considerarse una relación meramente lineal, han puesto en evidencia que depende de las expectativas sociales y laborales impuestas a las mujeres (factores de género), económicos o del estrato social de las poblaciones en análisis (^{Tzeng, 1992}; ^{Brines and Joyner, 1999}; ^{South, 2001}; ^{Schoen et al., 2002}; ^{Teachman, 2010}; ^{Sayer et al., 2011}; ^{Bianchi et al., 2012}; ^{Bertrand et al., 2015}; ^{Newman and Olivetti, 2018}).

En México, en parte por la relativa novedad del crecimiento de las disoluciones, no se ha analizado esta relación a profundidad. Lo que se tiene hasta ahora son investigaciones donde el trabajo femenino se le considera como una variable más en los estudios de los determinantes de la disolución de uniones conyugales. En ellos, lo que se ha encontrado de manera constante es que el trabajo remunerado tendría una relación positiva con la disolución de uniones (^{Ojeda, 1986}; ^{Ojeda y González, 2008}; ^{Pérez Amador y Ojeda, 2016}). Sin embargo, estos estudios, a la par de no considerar la complejidad de las trayectorias del trabajo femenino remunerado (ya que suelen utilizar solo la variable dicotómica de trabajar o no hacerlo), faltan de incluir en sus análisis, como indican ^{Vignoli et al. (2018)}, a los factores contextuales, mediadores y de anticipación de dicha relación que permitirían observar los mencionados matices que se han encontrado en otras latitudes.

Por ello, el objetivo de este trabajo es profundizar el conocimiento de la relación entre el trabajo extradoméstico femenino con la disolución de uniones conyugales desde un análisis longitudinal, con un enfoque de trayectoria y controlando por factores utilizados en investigaciones internacionales detallados en la sección de “Factores contextuales, mediadores y de anticipación”. La hipótesis principal es que, si bien existiría una relación positiva entre el trabajo femenino extradoméstico remunerado y la disolución de uniones, ésta se encuentra influida principalmente por la vinculación que las mujeres tengan con el trabajo extradoméstico, es decir, el detonante de la disolución es que las mujeres tengan trayectorias apegadas al trabajo y no sólo que trabajen. Además, existirían matices por estrato social, ya que las mujeres mejor colocadas socioeconómicamente que trabajan con una vinculación laboral tendrían un menor efecto de disolución que las peor colocadas y también se modificaría en el tiempo, dado que las mujeres de cohortes más recientes presentarían una reducción en su efecto positivo.

Esta situación se debería a una menor exigencia de cumplir roles a las mujeres más jóvenes y solventes en el país, lo que les facilitaría que tengan un trabajo extradoméstico estable y continuo sin que esto cause una subversión del orden patriarcal y por tanto sin que aumenten su riesgo a la disolución de las uniones conyugales. Por el contrario, para aquellas mujeres con menores ventajas socioeconómicas y de las cohortes más antiguas, las imposiciones sexistas les restringirían en mayor medida sostener trayectorias largas y continuas sin que esto represente un riesgo a la disolución, ya que estas tareas se interponen de manera significativa con el trabajo reproductivo socialmente asignado a ellas.

Las preguntas concretas por responder en esta investigación son: ¿Qué sentido o sentidos tiene la relación del trabajo femenino con la disolución de uniones? ¿El tipo de vinculación con el mercado laboral de las mujeres modifica su asociación con la disolución de uniones? ¿Se observan diferencias por cohorte de nacimiento en la relación entre el trabajo extradoméstico femenino y la disolución de uniones?, y finalmente ¿Existen diferencias por estrato social en la relación entre trabajo extradoméstico femenino y la disolución de uniones conyugales?

La disolución de uniones y el trabajo extradoméstico femenino

Un factor recurrentemente utilizado en el mundo para explicar los cambios recientes en la disolución de uniones ha sido el incremento de la entrada de las mujeres al mercado laboral remunerado. La base de esta idea es la ruptura de la división sexual del trabajo tradicional en la que las mujeres se dedican al trabajo doméstico y de cuidados, mientras que los hombres lo hacen al trabajo extradoméstico asalariado. Dos posturas clásicas de análisis de dicho fenómeno se contraponen entre sí; una plantea que el trabajo femenino aumenta el riesgo a la disolución (positiva), en tanto que por ciento la segunda declara que lo disminuye (negativa). Recientemente ha surgido una tercera opción que propone una relación cambiante en el tiempo y entre grupos sociales.

La posición positiva, que señala una relación de aumento, es la teoría de la dependencia económica, la cual establece que la entrada de las mujeres al mercado laboral hace que los costos de romper la unión para ellas disminuyan y, por lo tanto, aumenten las probabilidades de disolución de uniones (^{Becker et al., 1977}). Es decir, con una fuente de ingresos regular, las mujeres separadas/divorciadas serían más capaces de enfrentar los diversos costos de la vida que les serían muy complicados de lidiar sino trabajaran, lo que disminuye sus impedimentos económicos para la ruptura de la unión conyugal.

La segunda postura (negativa) se basa en la llamada “presión financiera”, la cual señala que, ante un escenario con recurrentes crisis económicas y una reducción de la capacidad adquisitiva, el trabajo remunerado de las mujeres y su consiguiente contribución monetaria al capital económico familiar favorecería la estabilidad de la unión conyugal (^{Brines and Joyner, 1999}; ^{Dechter, 1992}). Básicamente su idea es que las uniones conyugales con ingresos suficientes son más estables, por lo que el salario laboral de las mujeres en unión conyugal hace que las presiones económicas se manejen de mejor manera, lo que fomenta una unidad familiar más fuerte.

La tercera hipótesis emergente (que llamaremos Institución de género) argumenta que la configuración de las relaciones de género en una sociedad está ligada con el sentido de la relación entre trabajo extradoméstico femenino y la disolución de uniones conyugales. Por lo que cuando en una sociedad (o en un grupo socioeconómico) domina una posición patriarcal, la presencia de las mujeres en el mercado laboral provocaría el aumento del riesgo de la disolución. En cambio, en el caso de gozar de condiciones más igualitarias, incluso si solo sucede en ciertos estratos, trabajos, y/o trayectorias laborales, aumenta la aceptación del trabajo femenino y con ello fortalecerá o al menos no afectará la estabilidad de la unión conyugal (^{Sayer et al., 2011}; ^{Killewald, 2016}).

En otras palabras, en vez de existir una relación en un solo sentido, se tiene un escenario que puede ser diferente de acuerdo con el contexto de género y los elementos del trabajo femenino, tales como el tipo de empleo, la estabilidad o vinculación laboral y el sector socioeconómico, o factores de las personas como su condición económica o su apego a ciertos valores; además de que todo ello puede cambiar a medida que la configuración de género se modifica. Al final, las dos posturas clásicas (positiva y negativa) en vez de contrarias serían complementarias (^{Ruggles, 2015}; ^{Goldscheider et al., 2015}).

Esta nueva perspectiva también sugiere que en las investigaciones previas estos matices no habían sido observados o habían sido confundidos, ya que en ellas no se incluían factores contextuales, mediadores o de anticipación de dicha relación. Es decir, los análisis transversales, que no consideraban contrastes socioeconómicos y/o utilizaban indicadores poco detallados de las trayectorias de trabajo extradoméstico femenino, habrían sido insuficientemente sensibles a condiciones, especialmente las de género, que median la observación de la relación del trabajo de las mujeres con la disolución de uniones.

Relaciones de género y el trabajo femenino en México

El país es conocido por sus persistentes desigualdades entre hombres y mujeres y el dominio de lo masculino sobre lo femenino en las diferentes esferas de la vida, especialmente las del espacio público (^{Hietanen and Pick, 2015}). Esto se reflejaría en el terreno del trabajo extradoméstico y su contraparte, el doméstico y de cuidados, así como en la relación entre ambos.

Respecto al trabajo extradoméstico, en el país las mujeres en comparación con los hombres han tenido históricamente una participación notoriamente menor (^{Kaplan y Piras, 2019}), aunque desde los años 60 del siglo pasado ha ido en aumento.² Este incremento ha reducido la brecha laboral de género. Al respecto, ^{Escoto (2020, p. 65)} en 2018 encuentra que 72.6 por ciento de las mujeres entre 25 y 59 años tendrían alguna forma de integración al trabajo extradoméstico, aunque, en los hombres está cantidad es casi de 100 por ciento.

Más allá de la mera presencia de mujeres en el mercado laboral, su estabilidad es un escenario es más complicado, ya que, frente a los hombres, siempre han presentado trayectorias laborales fundamentalmente discontinuas (^{Cerrutti y Roberts, 1994}; ^{Blanco, 2001}; ^{Olivera, 2018}). Por ejemplo, la misma ^{Escoto (2020, p. 65)} señala que en 2018 solo 31.3 por ciento de las mujeres entre 25 y 54 años tendrían un trabajo estable, mientras que en los hombres se trata de 78.99 por ciento.

Además, esta tendencia de la estabilidad laboral presenta variaciones por estrato y en el tiempo. De acuerdo con ^{Ferraris and Martínez Salgado (2022, p. 18)} las trayectorias centradas en el trabajo remunerado son sensiblemente superiores en mujeres con origen socioeconómico alto, y de las generaciones más jóvenes. Aunque de acuerdo con ^{Mier y Terán et al. (2016: 326)} , habría un aumento por cohorte de nacimiento en la proporción de mujeres con trayectorias de formación familiar tardía y apegadas al trabajo asalariado en todos los estratos, pero especialmente para los terciles económicos medio y alto³. Es decir, más allá de que para la mayoría de las mujeres el trabajo extradoméstico sigue siendo inestable, hay ciertos indicios de cambios entre las más jóvenes y mejor colocadas socioeconómicamente.

Con relación al trabajo doméstico y de cuidados, cabe destacar que también habría evidentes desigualdades respecto a los hombres. Tanto ^{Santoyo y Pacheco (2014, p. 187)} como ^{García (2019, p. 258)} encontraron que en México en promedio las mujeres ocupan casi cuatro veces más de su tiempo al trabajo doméstico y de cuidados que los hombres.⁴ Como sucede para el trabajo extradoméstico, también se observaron diferencias por estrato socioeconómico. Al respecto, ^{Sánchez Peña (2014, p. 492)} y ^{Olivera (2018, p. 153)} muestran que a mayor ingreso per cápita de los hogares decrece el número de horas de trabajo doméstico y cuidados de las mujeres.⁵ Es decir, este trabajo sigue siendo fundamentalmente asignado a las mujeres, aunque las menos favorecidas socioeconómicamente realizan más tiempo de este tipo de labores que las mejor situadas.

Ahora bien, para esta investigación es relevante el trabajo doméstico dada su relación con el trabajo extradoméstico. En México se ha encontrado que el realizar trabajos domésticos y de cuidados ha condicionado la entrada al mercado laboral de las mujeres (^{Castro Méndez, 2004}; ^{Orozco, 2014}; ^{Sánchez et al., 2015}). En este sentido, las mujeres que entran al mercado laboral remunerado para tener trayectorias continuas tienen que sortear una carga social que constantemente las empuja a abandonarlo en favor del trabajo doméstico y de cuidados, lo cual explicaría en gran parte la poca estabilidad laboral observada en las mujeres.

Con este panorama, es posible que en el país esté ocurriendo lo que señalan ^{Goldscheider et al. (2015, p. 221)} para Estados Unidos, quienes indican que, si bien hay ciertos cambios en la distribución de los trabajos, las transformaciones más igualitarias (como una misma proporción de entrada y de estabilidad laboral que los hombres) estarían estancadas o bien concentradas en las mujeres mejor situadas socioeconómicamente.

De ser así, sería esperable que el trabajo extradoméstico femenino aún tenga una relación positiva con la disolución de uniones. Aunque es posible que se observen menores riesgos a la disolución para ciertos estratos sociales (los mejor colocados), para ciertas generaciones (las más jóvenes) o incluso para algunos trabajos extradomésticos (los menos vinculados al mercado laboral). Por ello, en este trabajo se analiza si ciertas trayectorias de trabajo extradoméstico cambian el riesgo a la disolución y si hay modificación por estratos socioeconómicos y cohortes de nacimiento.

Factores contextuales, mediadores y de anticipación

A partir de los matices observados en la relación entre el trabajo extradoméstico femenino y la disolución de uniones, ^{Vignoli et al. (2018: 1087)} señalan que en toda investigación sobre el tema se necesitan realizar mediciones que corrijan y consideren tres aspectos clave.

El primero es el contexto del país en el que las mujeres toman decisiones sobre el trabajo y el matrimonio. Esto representado en las normas sobre los roles sociales de hombres y mujeres, políticas de reconciliación trabajo-familia, apoyo financiero para madres/padres solteros, el nivel de ingresos de los hombres en relación con los costos de mantenimiento familiar y la difusión del divorcio en una sociedad determinada.

El segundo se refiere a las características no observadas a nivel individual que pueden afectar simultáneamente el empleo de una mujer y la estabilidad de su unión, como son su nivel de apego a los valores familiares y reproductivos o, por el contrario, un particular vínculo por trabajar para el mercado laboral.

Y el tercero, es el efecto anticipatorio de la entrada al mercado laboral en las mujeres, previendo la disolución de la unión debido a su insatisfacción con la misma (^{Van Damme and Kalmijn, 2014}).

En esta investigación estos tres aspectos se consideran tanto en las variables que se incluyen como en la forma de análisis, las cuales se especifican a continuación.

Datos y métodos

Para lograr los objetivos de esta investigación se utiliza como fuente la Encuesta Demográfica Retrospectiva (EDER)⁶ 2017 que recolecta el Instituto Nacional de Estadística y Geografía de México (INEGI), debido a que ofrece datos longitudinales de las historias conyugales de población femenina y masculina mexicana, pero también captura las historias laborales, migratorias, escolares, de trabajo doméstico y de cuidados, de dependencia familiar, de fecundidad, de discapacidad, de mortalidad y de anticoncepción, que son ideales para estudiar este tema de investigación.

A la EDER 2017 se le aplicó la técnica de historia de eventos de tiempo discreto para analizar como variable dependiente la primera disolución conyugal (de matrimonios y uniones libres). Se escogió únicamente la primera unión ya que de acuerdo con la propia EDER, 84 por ciento de las mujeres unidas en el país tienen sólo una unión, y además porque la disolución de segundas o más uniones tendrían condicionantes diferentes (^{Wu and Balakrishman, 1995}).

Se usa la técnica de historia de eventos para el análisis de los datos, ya que permite estimar dentro de las trayectorias de vida, la probabilidad de ocurrencia de un evento, en este caso la disolución de la primera unión en tiempo t, considerando que no ha sucedido en el tiempo t-1 y teniendo en cuenta las características que pueden explicar su ocurrencia. La duración de la primera unión en años es la unidad de tiempo utilizada en el análisis. El inicio de la exposición al riesgo de disolución de la primera unión se define al principio de la primera unión conyugal⁷(0), y el final termina con un evento de disolución de la unión o al momento de la encuesta (censoring) que pone el fin de la observación, por lo que quienes no han disuelto su unión suman sus años de exposición al riesgo.

Para evitar hacer inferencias con base en trayectorias de uniones conyugales tempranas se realizó un truncamiento de casos y del periodo de exposición al riesgo, el cual se hizo a partir de los eventos y los intervalos de confianza de una serie de tablas de vida de las disoluciones por cohorte y nivel de educación. Resultando que se excluyeran a las mujeres de cohortes de nacimiento que no tuvieran al menos 80 por ciento de sus mujeres unidas, las cuales resultaron ser aquellas nacidas en años superiores a 1984, y se descartaron los años de duración de la unión arriba de 15 años. Este truncamiento eliminó 3,191 eventos, con lo que esta investigación cuenta con un total de 91,442 años-persona vividos y un total 2,236 eventos, además de que se tienen 6,626 mujeres analizadas y ocho por ciento de casos perdidos. Después, se modeló la función Hazard a utilizar en el modelaje, para lo cual se probaron diversas especificaciones, y al evaluarlas con la devianza y el Bayesian Information Criterion (BIC) se obtuvo que la mejor especificación era un spline con un nodo en la duración cinco.

Una vez hecho lo anterior, con base en estudios previos en la materia, se seleccionaron las variables explicativas que se utilizaron. La primera variable considerada fue la condición laboral, la cual es similar a la utilizada en estudios anteriores de los determinantes de la disolución de uniones conyugales (^{Ojeda y González, 2008}; ^{Solís y Ferraris, 2014}; ^{Pérez Amador y Ojeda, 2016}), por lo que permite establecer un control frente a dichos estudios. Esta se calculó a partir de la pregunta del tipo de actividad que desempeñan las personas en cada año persona vivido, y se categorizó en dos rangos: no trabajó y trabajó. Esta variable es cambiante en el tiempo y fue retrasada tres años para evitar el efecto anticipatorio de la entrada al mercado laboral en las mujeres, previendo la disolución de la unión ante su insatisfacción con la misma.

Las siguientes dos variables creadas buscaron considerar las relaciones de género desde la perspectiva laboral, ya que representan los trabajos extradomésticos que podrían retar las relaciones de género en el país. También consideran en parte los efectos mediadores en la relación entre el trabajo extradoméstico femenino y la disolución de uniones.

La primera es un Índice de vinculación con el mercado laboral, que se construyó para esta investigación y se conformó por dos subindicadores; el primero, es la proporción del tiempo de exposición usado para el trabajo extradoméstico (excluidos los años dedicados a la educación); y el segundo, es el subíndice de salidas del mercado laboral. El primero de estos subíndices se construyó para cada mujer dividiendo los años de trabajo extradomésticos entre los años disponibles para trabajar a partir de la edad de 15 años, siempre y cuando no hayan sido dedicados a la educación. Por su parte, el indicador de salidas del mercado laboral se calculó como el inverso de la proporción de salidas de la mujer entre el máximo de salidas registradas en las mujeres bajo estudio, más 1. Una vez que se tuvieron estos dos subíndices, se realizó una división de la proporción de tiempo de exposición usado para el trabajo extradoméstico entre el índice de salidas del mercado laboral. El valor resultante de este indicador se mueve entre 0 y 1, en el cual 0 es la menor vinculación laboral y 1 la máxima. Sus resultados se clasificaron en tres grupos ad hoc: uno con las mujeres que tuvieron un valor de 0, clasificadas como Sin vinculación; un segundo con aquellas que obtuvieron un índice entre 0.001 hasta 0.499, que se denominó como de Bajo vínculo laboral; y un tercero, con las que obtuvieron valores de 0.5 hasta 1, que se clasificaron como de Alta vinculación laboral.

La siguiente variable que se incluyó se denominó “Actividad Masculina”, la cual se obtuvo al clasificar el tipo de actividad que desempeñan las mujeres bajo estudio. Se determinaron como “Masculinas” aquellas en las que el porcentaje de hombres en la propia base de la EDER 2017 estuviera en o arriba de 60 por ciento, y como “No masculinas” aquellas en las que el porcentaje de mujeres y hombres tuviera una diferencia menor al 10 por ciento o aquellas que estuvieran desempeñadas por mujeres en una proporción mayor o igual a 60 por ciento.

Para considerar los factores contextuales de la relación entre el trabajo extradoméstico femenino y la disolución de uniones mencionadas por ^{Vignoli et al. (2018)}, se añadieron cuatro variables creadas con los promedios por entidad federativa y por cohortes de nacimiento (1965-1969, 1970-1974, 1975-1979 y 1980-1984). Cada una de ellas se vinculó a la base de datos de la EDER 2017 por cada cohorte y entidad de la mujer estudiada. Estas variables son:

También se incluyeron las siguientes variables que han influido en la relación entre trabajo extradoméstico femenino y la disolución de uniones de acuerdo con otras investigaciones. Se explica su construcción y se resume la manera en que interactúan con dicha relación:

Cohorte de nacimiento. Se clasifican en cuatro grupos a las generaciones de nacimiento de las mujeres: 1965-1969, 1970-1974, 1975-1979 y 1980-1984. Con los rangos seleccionados para esta variable se busca, por un lado, considerar en dos grupos la generación de los años setenta, que se sospecha es el punto de inicio en el crecimiento de las disoluciones y, por otro, tener en un rango a la generación de los años ochenta, que es identificada como la década de mayor aumento. En investigaciones nacionales previas, esta variable ha mostrado que entre más joven es la cohorte, mayor es el riesgo de la disolución de uniones (^{Ojeda y González, 2008}; ^{Pérez Amador y Ojeda, 2016}).

La edad a la unión, que se catalogó en tres grupos: 12-17, 18-24 así como 25 y más años. En teoría, según ^{Becker (1977, p. 1165}), los más jóvenes tendrían mayor probabilidad de separación. También se ha encontrado para Estados Unidos (^{Sweeney and Phillips, 2004}; ^{Teachman, 2002}) y para México (^{Ojeda y González, 2008}; ^{Solís y Ferraris, 2014}) que, por cada incremento en la edad de la mujer a la primera unión, el riesgo de divorcio o separación se reduce. Aunque en otro sentido del vínculo, ^{Pérez Amador y Ojeda (2016, p. 240}) encuentran una relación curvilínea, donde las edades extremas tendrían una mayor probabilidad de separación.

El tipo de unión conyugal, que clasifica a las mujeres que se unieron por primera vez en tres grupos: por cohabitación, por matrimonio (civil, religioso o su combinación) o por unión libre que se convirtió en matrimonio (formalización). La variable es cambiante en el tiempo. En estudios precedentes en el país la unión libre ha mostrado un mayor riesgo a la disolución que el matrimonio (^{Ojeda y González, 2008}; ^{Solís y Ferraris, 2014}; ^{Pérez Amador y Ojeda, 2016}).

La unión de reparación, la cual se calculó a partir de las mujeres que tuvieron un hijo en el mismo año y un año anterior a la unión, por lo que se clasifica en dos grupos: con unión de reparación y sin unión de reparación. Esta variable busca considerar el efecto de las uniones que pudieron realizarse debido a la coerción de tener un hijo y por tanto pudieran tener mayores probabilidades de separación.

El trabajo doméstico, la cual clasifica cada año vivido de las mujeres que han realizado trabajo doméstico y de cuidados. La variable es cambiante en el tiempo y retrasada un año. De acuerdo con ^{Goldscheider et al. (2015, p. 2012)}, la división de los trabajos domésticos y de cuidados no remunerados es un elemento clave en la relación del trabajo asalariado y la disolución de uniones; sin embargo, este indicador está incompleto, ya que se necesitaría saber si las parejas varones participan en las tareas domésticas y de cuidados, lo cual no es captado por la EDER.

El estrato social de las mujeres, para el cual se utiliza primero la variable de educación se construyó a partir del nivel educativo aprobados en al menos un grado, clasificándose en cuatro grupos: Primaria o menos; Secundaria; Preparatoria; y Superior o posgrado. Esta se fija al momento de la unión.

Y segundo la variable Índice de Orígenes Sociales (IOS) por terciles. Ésta se origina de un análisis factorial e incluye la escolaridad de los padres, la ocupación de los padres y un grupo de elementos referentes a los bienes, servicios y activos en la vivienda de la persona entrevistada a la edad de 15 años (^{Solís, 2016}).

El número de hijos, que se calculó al considerar los nacimientos ocurridos para las mujeres durante la unión y se clasificó en cuatro categorías: no ha tenido hijos, ha tenido un hijo, ha tenido dos hijos y finalmente, ha tenido tres o más hijos. La variable es cambiante en el tiempo y fue retrasada dos años dado que se busca asegurar que la causa precede el efecto, lo que evita la simultaneidad entre el nacimiento del hijo y la disolución de la unión. Lo que se supone, tomando en cuenta diversos trabajos previos, es que la presencia de un hijo pequeño podría retrasar la separación debido a que, de acuerdo con Becker, se trata de un capital específico. También se ha encontrado, tanto en los países europeos (^{Wagner and Weiß, 2006}) como en Estados Unidos (^{Sweeney and Phillips, 2004}; ^{Teachman, 2002}) y en México (^{Solís y Ferraris, 2014}; ^{Pérez Amador y Ojeda, 2016}), que el número de hijos guarda una relación negativa con el riesgo de disolución entre las cohortes, es decir, a mayor número de hijos, menor el riesgo de disolución conyugal.

La variable edad al primer empleo cuenta con dos categorías: 12 a 17 años y 18 años o más. Dicha agrupación se hizo basándose en dos criterios: primero, que los grupos tuvieran proporciones similares de mujeres y, segundo, el observar a las mujeres que entran a trabajar como menores de edad frente a aquellas que lo hacen siendo adultas. Quienes no trabajaron se les coloca como sin empleo.

Se incluye también el tipo de localidad de residencia actual que se clasificó en dos grupos: urbana, para quienes viven en localidades de más de 2,500 habitantes, y rural, para las que viven en localidades más pequeñas. Los trabajos de ^{Sweeney and Phillips (2004, p. 637)} y ^{Teachman (2002, p. 341)} en Estados Unidos y de ^{Ojeda (1986, p. 131)} para México muestran que vivir en una comunidad de carácter urbano aumenta los riesgos a la disolución de uniones, frente a quienes viven en el contexto rural.

Estrategia de análisis

Para cada una de las preguntas de esta investigación se elaboran una serie de modelos (que consideran las variables de contexto y las que se utilizaron como referencia de investigaciones anteriores), los cuales se explican a continuación. Para la pregunta ¿está asociado el tipo de vinculación al mercado laboral con la disolución de uniones?, se construye un modelo base que estudia, para la totalidad de mujeres unidas, la relación entre el trabajo remunerado extradoméstico y la disolución de uniones⁸ por medio del indicador de la condición laboral binomial (trabajó o no trabajó) que es similar al que se utiliza en investigaciones nacionales previas. De este modelo se obtiene un valor de BIC que será comparada con el siguiente modelo.

De igual manera, para esta pregunta se calcula después el modelo que sustituye la variable de condición laboral del modelo anterior con el Índice vinculación laboral y se obtiene nuevamente su BIC. Con ambos, se analiza el ajuste para determinar el mejor indicador de trabajo extradoméstico femenino para el estudio de la disolución de uniones. Seleccionado dicho modelo, se analiza el sentido de la relación de trabajo extradoméstico femenino y la disolución de uniones conyugales.

Posteriormente, para reducir el sesgo que representan las mujeres con apego a los valores familiares, se construye un modelo que, conservando la estructura del modelo previo, retira de la población estudiada a aquellas mujeres que nunca han trabajado, suponiendo que éstas serían las más próximas a dicha población.

Para responder la pregunta ¿Se observan diferencias en el tiempo en la relación entre el trabajo extradoméstico femenino y la disolución de uniones?, se realiza la interacción entre cohorte y el indicador de trabajo extradoméstico seleccionado.

Por último, para contestar ¿existen diferencias por estrato social en el efecto del vínculo con el mercado laboral femenino sobre la disolución de uniones?, en dos modelos se incluyeron las interacciones entre la variable vinculación laboral con los niveles de educación y el IOS de las mujeres que han trabajado para el mercado. Con la educación se piensa captar las condiciones socioeconómicas logradas, mientras que con el IOS las condiciones socioeconómicas de origen de las mujeres.

Resultados

La estimación de efecto del trabajo extradoméstico en términos similares de las investigaciones previas (con la variable dicotómica trabaja o no trabaja), pero considerando efectos contextuales, mediadores y de anticipación, se presenta en el primer modelo (Tabla 1). En él se encuentra que para las mujeres el trabajar aumenta el riesgo a disolver la unión en 43 por ciento (modelo 1), manteniendo el resto de las variables constantes. Se puede decir que en efecto tal como sucede en dichos trabajos previos (^{Ojeda, 1986}; ^{Ojeda y González, 2008}; ^{Pérez Amador y Ojeda, 2016}), el trabajo extradoméstico remunerado de las mujeres aumenta el riesgo a la disolución de uniones.

En el segundo modelo, que cambia la variable de trabajo extradoméstico previa por el Índice de vinculación laboral, se observa primero que comparando su BIC con el obtenido en el modelo previo, este nuevo modelo tiene mayor eficiencia (16,812.71 contra 16,580.9), por lo que se infiere que para las mujeres la relación entre el trabajo remunerado y la disolución de uniones se explica mejor por el grado de vínculo que tiene su trayectoria con el mercado laboral que por la condición laboral, y segundo, se encuentra que tener una Alta vinculación laboral en contraste con una Baja vinculación aumenta el riesgo (los momios) de la disolución conyugal (en 65 por ciento). Mientras que la falta de vinculación (Sin vinculación) no muestra diferencias con la Baja vinculación laboral.

Con esto se puede afirmar que el factor que aumenta el riesgo a la disolución conyugal en México para las mujeres no es trabajar frente no hacerlo, sino hacerlo con una alta vinculación al mercado laboral. Es decir, es posible para las mujeres tener trayectorias laborales que no eleven los riesgos a la disolución, mientras se trate de trayectorias discontinuas y de poca duración, en tanto que aquellas carreras laborales estables y de larga duración sí aumentan dicho riesgo.

Una vez obtenido este resultado se buscó reducir un posible efecto de selectividad de aquellas mujeres con especial adhesión a valores familiares y rechazo a trabajar por cuestiones de género o personalidad, por lo que se excluyeron del análisis a las mujeres que nunca han trabajado de forma remunerada (Tabla 2).

De esto resultó (modelo 3) que aquellas mujeres con una trayectoria apegada al mercado laboral (Alta vinculación) presentan un riesgo 70 por ciento mayor de disolución de la unión conyugal en contraste con aquellas que tienen un bajo vínculo laboral. Es decir, despejados los diversos sesgos considerados, se confirma lo encontrado en el modelo anterior respecto a que el factor clave en la relación del trabajo remunerado femenino y la disolución de uniones en México está en las trayectorias laborales continuas y estables de las mujeres. En este mismo modelo se observó que la orientación a realizar actividades típicamente “masculinas” como trabajo extradoméstico no significa un riesgo de disolución de las uniones para las mujeres mexicanas.

Una de las principales premisas a evaluar es que estas relaciones pueden cambiar en el tiempo, por lo que en el siguiente modelo (modelo 4) se busca observar si hay modificaciones por la cohorte de nacimiento de las mujeres. Al respecto se encontró que la cohorte más joven (1980-1984) frente a la cohorte más antigua (1965-1969), muestra una reducción del efecto de la Alta vinculación laboral sobre la disolución de uniones conyugales. No obstante, este modelo tiene un BIC significativamente mayor que el anterior que no contempla la interacción por cohorte, por lo que tendría un ajuste menor. En consecuencia, por el momento el modelo sin interacción es una mejor explicación de esta relación. Será necesario en futuros análisis seguir indagando esta interacción por cohorte para saber si se puede confirmar un cambio robusto del efecto de la Alta vinculación entre cohortes.

La siguiente premisa por considerar es saber si existen diferencias de esta relación de acuerdo con la condición socioeconómica. Por ello, se buscaron matices en la relación entre el vínculo con el mercado laboral y la disolución de uniones, interaccionando tanto el origen socioeconómico como por nivel de educación de las mujeres con el Índice de vinculación laboral.

Lo encontrado en un primer momento es que tanto la variable de educación (modelo 5) como la de orígenes sociales (modelo 6) muestran que una mejor situación educativa o de origen social se asocia con una reducción del efecto positivo del Alto vínculo con el mercado laboral y la disolución de uniones. Es decir, dado un mejor origen socioeconómico y mayor educación, el alto vínculo con el mercado laboral reduciría sus riesgos positivos a la disolución de uniones. Sin embargo, al analizar nuevamente la prueba BIC, ninguno de estos modelos son lo suficientemente robustos para explicar de mejor manera la disolución de uniones que el modelo sin interacciones, por lo que quedan también descartados de este análisis.

Más allá de lo anterior, cabe preguntarse si estas señales de reducción del efecto positivo a la disolución de uniones de las más educadas y con un estrato socioeconómico alto, pueden en próximas investigaciones ser significativas y por tanto indicar posibles cambios en las tendencias del riesgo a la disolución de uniones para las mujeres de los sectores mejor colocados socioeconómicamente y que mantienen una alta vinculación con el trabajo extradoméstico en las mujeres.

Discusión y conclusiones

Esta investigación profundiza en la relación entre empleo extradoméstico femenino y la disolución de uniones en México. Lo primero que se encontró es que el efecto positivo del trabajo remunerado de las mujeres sobre la disolución conyugal (controlando factores contextuales, mediadores y de anticipación no tomados en cuenta en trabajos previos del tema) se explica no sólo por la condición de trabaja o no trabaja, como se asumía, sino por la situación de las mujeres que trabajan con un alto vínculo con el mercado laboral, ya que explica mejor el riesgo a la disolución frente al trabajo con baja vinculación o sin vinculación.

Este hallazgo expone una compleja relación del trabajo extradoméstico de las mujeres y la disolución conyugal en el país. Se presume que las trayectorias laborales discontinuas y temporales femeninas son aceptadas ya que, al parecer, no subvierten el orden patriarcal al dar tiempo a la reproducción y al trabajo doméstico y de cuidados, a su vez no retar la primacía del trabajo masculino como principal y continuo proveedor del hogar, ya que el trabajo discontinuo de las mujeres se suele considerar desde la masculinidad tradicional como secundario o superfluo.

Por otro lado, contrastando estos resultados con las teorías explicativas propuestas (de la presión financiera, la dependencia económica y la Institución de género) se observaron interesantes coincidencias y divergencias. Con respecto a la hipótesis del estrés financiero (negativa), los resultados son contrarios a lo que esta teoría propone, ya que la alta vinculación con el mercado laboral de las mujeres, que representaría un flujo de dinero constante y de mayor tamaño a la familia, en lugar de reducir los riesgos a la disolución, los aumenta. Es decir, los recursos económicos derivados del empleo remunerado altamente vinculado al mercado no estabilizan la unión, sino por el contrario, la hacen más propensa a disolverse. Con ello, este argumento no encajaría para México.

Con respecto a la posición positiva, la teoría de la dependencia, estos primeros resultados se comportan dentro de sus parámetros; a mayores recursos económicos, como los que presentan las mujeres con una alta vinculación con el mercado laboral, aumentan los riesgos a la disolución de uniones. Sin embargo, es conveniente destacar que lo encontrado respecto a que la baja vinculación laboral no representa una diferencia en el riesgo a la disolución frente a no tener vinculación alguna, señalaría la posibilidad de que los mecanismos de género hayan ya aceptado este tipo de trabajo. En este sentido es posible que la tercera posición de alguna manera sea la más comprensiva de lo que sucede en México, ya que puede ser que en algún momento se pasó a una situación más permisiva, en la que un trabajo con poca vinculación se empezó a tolerar, permitiendo una aportación económica limitada de las mujeres al hogar pero manteniendo las actividades femeninas en lo doméstico y de cuidados, mientras que se sigue privilegiando el espacio público para los hombres.

Al examinar si esta tendencia cambia en el tiempo, la investigación no encontró suficiente evidencia estadística que indique que el efecto positivo robusto de la alta vinculación laboral sobre la disolución conyugal se haya transformado a través de las cohortes observadas. Esta falta de transformación podría explicarse principalmente porque en este mismo lapso las tendencias de crecimiento del trabajo femenino han estado estancadas y porque su estabilidad laboral, aunque creció, permaneció muy por debajo de la masculina, así como restringida a las mejor colocadas socioeconómicamente.

Es decir, más allá de los numerosos cambios sociales en ese tiempo, las normas de género en la unión podrían no haberse modificado al menos de manera que afecte la integración al mercado laboral para las mujeres. Y si bien el efecto del trabajo extradoméstico femenino en las disoluciones conyugales de las cohortes más jóvenes podría ser menor, se debe esperar a tener más información al respecto. También se debería extender la investigación hacia cohortes previas para tratar se saber si en algún momento (y en su caso cuándo) se pasó de una relación negativa a una falta de relación entre la no vinculación y la baja vinculación, ya que esto contribuiría a confirmar que hay transformaciones en dicha relación.

Por último, al indagar en las diferencias en el efecto del vínculo laboral por estrato socioeconómico sobre la disolución de uniones, tampoco se tienen las suficientes pruebas para afirmar alguna variación. El lapso de observación de esta investigación parece no ser suficiente, de manera que hasta el momento sólo se puede afirmar que en la sociedad mexicana la alta vinculación aumenta el riesgo a la disolución independientemente del estatus socioeconómico de las mujeres. Si bien hay ciertas señales de que esto puede ser diferente en el futuro, es necesario continuar con más investigación al respecto con las futuras fuentes longitudinales.

Si bien la presente investigación realiza contribuciones a la discusión de la conyugalidad y la situación laboral femenina en el país, se reconoce que exhibe limitaciones. Por las cohortes de nacimiento utilizadas, no se observa un rango más amplio que podría mejorar la perspectiva de las posibles transformaciones en la relación entre el trabajo extradoméstico femenino y la disolución de uniones. También, debido a las limitaciones de las fuentes disponibles, variables como el trabajo doméstico en el hogar son limitadas se necesitaría un indicador que presentara las horas de trabajo tanto para las mujeres como de sus parejas. Finalmente, el índice de vinculación al mercado laboral es en definitiva un indicador ad hoc; habría que analizar y en su caso complejizar su construcción.