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Introducción y justificación teórica
El año 2020, en el que Martínez Albertos (1997, pp. 23-24) situaba el fin de la prensa escrita, ha llegado sin que esos presagios se hayan cumplido. No obstante, desde la llegada de las TIC (Tecnologías de la Información y la Comunicación) al sector, es indiscutible que la profesión periodística se encuentra en un contexto que cambia y evoluciona rápida y constantemente. Esta crisis del modelo tradicional del periodismo se ha visto reflejada en la irrupción de medios digitales y de nuevas formas de hacer periodismo -blogueros, periodismo ciudadano, etc.- (Alburquerque, 2012). Estos cambios han hecho necesarios nuevos perfiles y competencias entre los profesionales (López et al., 2017; Scolari, 2008), pero también han modificado sus condiciones laborales, a menudo hacia una mayor precariedad laboral, tanto a nivel global (Örnebring, 2018) como en el entorno iberoamericano (Figueras-Maz et al., 2012; López Hidalgo & Mellado Ruiz, 2006).
En el caso de los periodistas iberoamericanos, a esta nueva realidad hay que añadir una situación compleja, incentivada por la falta de ofertas de trabajo, el excedente de titulados en la especialidad de Periodismo y Comunicación Social (Oller & Chavero, 2018), los bajos sueldos (Mellado, 2012), la precariedad (Figueras-Maz et al., 2012), la inestabilidad laboral (Iglesias, 2004), la concentración mediática y el intervencionismo estatal (Oller, 2015). Además, la necesidad de los periodistas de sobrevivir con salarios bajos los lleva a aceptar múltiples empleos independientes, a vender publicidad y a trabajar en varios medios de comunicación de forma simultánea y vivir bajo el riesgo del crimen, el narcotráfico y las presiones de poder (Hughes, 2006).
Al mismo tiempo, y de acuerdo al informe presentado por Reporteros sin Fronteras en 2011, América Latina fue la segunda región más peligrosa del mundo para practicar el ejercicio periodístico, solo por detrás de Oriente Medio. De ahí que, aunque la región está viviendo un proceso formal y generalizado de democratización, aún se respira una atmósfera de limitada autonomía profesional, definida por los intereses comerciales, políticos y los convencionalismos culturales (Hughes & Lawson, 2004). A su vez, se sigue observando un alto nivel de concentración y colusión mediática entre los medios y las élites políticas y económicas, si bien es cierto que los medios y los periodistas independientes o autónomos (freelance) están adquiriendo un rol protagonista en la diversificación de la esfera mediada y profesional (Garcés & Arroyave, 2016; Guerrero & Márquez, 2014; Hellmueller et al., 2016; Novais et al., 2013; Oller, 2015).
Esta diversificación, sin embargo, no se traduce en menores niveles de precariedad; más bien al contrario, como observó Roses (2011) en el contexto español, en el que los periodistas freelance se encuentran a menudo en franjas salariales bajas. En la misma línea se manifiestan estudios internacionales (Gollmitzer, 2014), asociando los tipos de contratos no estándar en el periodismo a mayores niveles de precariedad. El presente trabajo aborda las condiciones laborales de los periodistas iberoamericanos a través de este y otros elementos (como la experiencia profesional o el nivel educativo) que suelen asociarse con el fenómeno de la precariedad o con salarios bajos. Aunque se trata de dos problemas distintos, la literatura que estamos analizando muestra que a menudo se producen de manera conjunta y tienen efectos semejantes sobre la inseguridad laboral del periodista, por lo que en las próximas páginas se abordarán las opiniones de los periodistas sobre factores laborales que influyen en estas problemáticas.
Entre estos factores cabe destacar el peso del género, pues se ha observado en países del área iberoamericana que, aunque parece existir una cierta reducción de la brecha de género en la profesión periodística (De-Miguel et al., 2019), esta sigue siendo inmensa (Amado, 2017; De-Miguel et al., 2017; Retegui, 2019), haciendo que la situación laboral de las mujeres sea más precaria e incierta. También se analizará la experiencia profesional, fuertemente influida por la edad, pues se ha visto que tiene efectos sobre el salario (Roses, 2011), de la misma forma que niveles de asociacionismo bajos han sido relacionados con menor seguridad en el desempeño de la profesión (Del Palacio & Olvera, 2017; Iglesias, 2004) o que mayores niveles educativos suelen implicar mayor estabilidad (Josephi, 2017; Reese & Cohen, 2000).
Por otra parte, la hibridación (Mancini, 2015), el carácter participativo (advocative) de la cultura periodística latinoamericana (Hanusch & Hanitzsch, 2019) y el modelo periodístico ideológico polarizado de la región ibérica (Hallin & Mancini, 2004) provocan que se mantenga en el periodismo de esta región un pulso entre los gobiernos regionales y nacionales con elevados niveles de influencia, presión e interés por controlar los medios de comunicación, y los principales conglomerados mediáticos con ansias hegemónicas y deseos de concentración de poder económico e informativo (Globo, Televisa, Prisa, etc.). Esta tensión define las condiciones laborales de los periodistas iberoamericanos, que, en su mayoría, desarrollan su actividad profesional como empleados de los medios de comunicación privados (Oller et al., 2017). En este escenario, la importancia del análisis contextual y la posibilidad de confrontar las diversas realidades periodísticas y la evolución de las mismas en las subregiones y países iberoamericanos radica en el hecho de que, aunque estos países están próximos a nivel cultural e histórico, no lo están tanto a nivel mediático y periodístico (Oller, 2015), y debe destacarse una falta de homogeneidad y un carácter híbrido de la cultura periodística latinoamericana causado por su historia colonial y la adopción de ciertas prácticas profesionales occidentales (Hanusch & Hanitzsch, 2019). Los procesos mediáticos están determinados, influenciados y condicionados por la realidad contextual y profesional en la que se producen (Mellado, 2009), algo que se observa en la evolución del periodismo iberoamericano desde la llegada del ciberperiodismo, que a menudo ha estado determinada por factores como la historia, la política y la economía de cada país (Salaverría, 2016).
En los casos que están presentes en nuestro trabajo, podemos hablar de sistemas políticos más o menos consolidados, aunque sí han vivido cambios de gobierno, siendo el más relevante el que se produjo en Brasil, con un proceso de destitución (impeachment) que sacó a Dilma Rousseff del gobierno. No obstante, estos cambios, en general, no han tenido las dimensiones de los que se produjeron en México con la llegada de López Obrador, en Brasil con Bolsonaro, o incluso en España con el primer gobierno de coalición de su historia, que tuvieron lugar con posterioridad al término del periodo que se va a analizar en este trabajo (2007-2017). Tampoco se incluyen en este periodo las grandes protestas que tuvieron lugar en Chile o en otros países de la región en 2019. Así, podemos hablar de contextos sociopolíticos con cierta estabilidad -mayor en los sistemas de Chile, Portugal y España que en los de Brasil y México-, con dos fenómenos de gran relevancia que merecen mención: por un lado, el comienzo del escándalo de corrupción Odebrecht, destapado en 2016 y con gran impacto en toda América Latina; por otro, y es el elemento más relevante, la crisis económica, de especial impacto en España y Portugal -que al término del periodo analizado ya mostraban ligeros síntomas de mejora- y Brasil -con una entrada y salida más tardía de la crisis-.
Esto nos lleva a la necesidad de conocer las posibles diferencias entre los países y especialmente entre las dos subregiones geográficas como Latinoamérica y la Península Ibérica. Estas potenciales diferencias subregionales o nacionales, que se puedan dar en un área tan extensa y diversa como la iberoamericana, han hecho que en la última década aumente el interés por los estudios comparados sobre las prácticas y culturas profesionales en cada una de las subregiones iberoamericanas (Oller, 2017; Oller et al., 2017; Weaver & Willnat, 2012; Hanitzsch et al., 2019). Dentro de esta tendencia investigadora en la región iberoamericana cabe destacar, como defienden Wright et al. (2019), que no se debe caer en la idea de la existencia de un “progreso lineal” en el que Europa y Estados Unidos se posicionan como las regiones avanzadas y ejemplos a seguir, cayendo además en la construcción binaria simplista de dos categorías homogéneas -Occidente frente el resto-. En esta línea, la literatura ha apuntado que cualquier intento de definir quién es periodista (Deuze, 2005; Hanitzsch, 2007; Oller & Meier, 2012) y qué es periodismo (Wyatt, 2007) debe plantear previamente cómo llevar a cabo esa definición (Löffelholz & Weaver, 2008) para, después, construir un análisis que conjugue los matices locales/regionales (Hanitzsch, 2019) con la perspectiva global de la profesión periodística (Murray & Moore, 2003) y establecer el perfil de los periodistas y su situación profesional en los distintos países y regiones del mundo (Oller, 2017).
Así, el presente estudio, teniendo en cuenta esto, busca conocer si existen diferencias en los posibles cambios experimentados entre los países de la región iberoamericana que pueden considerarse “desarrollados” (España y Portugal, pertenecientes a la Península Ibérica, en Europa) y el resto (Brasil, México y Chile, de la región latinoamericana). Igualmente, conviene profundizar en los cambios que se hayan experimentado no solo entre los periodistas de ambas regiones, sino también entre los periodistas de distintos países, siguiendo la línea de múltiples estudios comparativos (Gutiérrez et al., 2017). Así se incluyen los dos países más poblados de Iberoamérica (Brasil y México), que además resultan particularmente representativos por ser ejemplo de la concentración empresarial del sector en Iberoamérica, con Globo y Televisa como conglomerados dominantes en Brasil y México, respectivamente; por su parte, Chile sigue siendo considerado, a pesar de las protestas de los últimos meses, como el modelo de “progreso neoliberal” en América Latina, por lo que su participación añade interés a la comparación entre países; igualmente, se incluyen los dos países europeos de la región (Portugal y España), permitiendo contrastes entre las dos subregiones de Iberoamérica (América Latina y la Península Ibérica).
Destacados trabajos comparativos llevados a cabo durante el último cuarto del siglo XX han sido el germen de este tipo de análisis a nivel global. En algunos de ellos se incluyeron países iberoamericanos (Donsbach & Klett, 1993; Donsbach & Patterson, 1996; Hallin & Papathanassopoulos, 2002; Johnstone et al., 1976; Weaver, 1998; Weaver et al., 1986; Wilke, 1998), convirtiéndose en base empírica y teórica para este trabajo. No obstante, Iberoamérica todavía es una región de escasa repercusión dentro del importante número de estudios comparativos centrados en el periodismo y los periodistas a nivel global (Cushion et al., 2014; Henkel et al., 2019; Örnebring, 2009). Y mucho menor aún es la cantidad de aproximaciones académicas que aborden la evolución de la profesión periodística en Iberoamérica desde una perspectiva longitudinal. Eso, a pesar de la necesidad de conocer de forma empírica esos cambios sufridos por los periodistas iberoamericanos en su perfil sociodemográfico y en su trabajo diario, incluyendo la precarización del empleo o los cambios en la brecha de género a los que hemos aludido.
El presente artículo busca llenar ese déficit de conocimiento realizando un análisis comparativo tanto entre subregiones y países iberoamericanos como entre periodos de tiempo. El objetivo es conocer cómo ha cambiado la profesión periodística en Iberoamérica a lo largo de la década que transcurre entre 2007 y 2017, periodo en el que se confirmó el cambio de paradigma en el sector y en el que se vivió una potente crisis económica que afectó duramente a varios de los países de la región iberoamericana.
Con todo lo anterior, las preguntas de investigación a responder son:
PI1: ¿Han cambiado los perfiles sociodemográficos y las condiciones laborales de los periodistas iberoamericanos entre 2007 y 2017?
PI2: ¿Ha cambiado la relación entre el género del periodista y las condiciones laborales entre 2007 y 2017 en Iberoamérica?
PI3: Y en caso de que se hayan producido cambios, ¿existen diferencias entre los países estudiados en cómo lo han hecho?
Metodología
Muestra y procedimiento
En este trabajo se realizó un diseño longitudinal de tendencias utilizando dos encuestas internacionales a periodistas de cinco países iberoamericanos (México, Chile, Brasil, España y Portugal). Los periodistas fueron entrevistados en el marco del proyecto Worlds of Journalism Study (WJS), cuyos datos fueron liberados en 2019 para su libre reutilización. Worlds of Journalism Study4 es el proyecto global más ambicioso realizado acerca de lo que es el periodismo y quiénes son periodistas (Hanusch & Hanizsch, 2019). El estudio se encuentra en su tercera fase, llevando a cabo entre 2020 y 2022 el trabajo de campo en más de cien países. La primera oleada, entre 2007 y 2011, incluyó 21 países y unas 2 100 entrevistas, centrándose en el análisis de las culturas periodísticas de los profesionales; la segunda oleada se llevó a cabo entre 2011 y 2016, alcanzando 27 500 encuestas en 67 países e incorporando al interés por las culturas periodísticas un notable acento en los cambios que han tenido lugar en el periodismo en los últimos años.
El trabajo de campo de las dos oleadas ya concluidas del proyecto WJS permite examinar la evolución del perfil sociodemográfico y las condiciones laborales de los periodistas iberoamericanos de Brasil, Chile, México, España y Portugal5 entre 2007 y 2017. La selección de estos países obedece al hecho de que son los únicos cinco países iberoamericanos presentes en las dos primeras oleadas del WJS y cuyos datos, por lo tanto, pueden compararse entre ambos periodos de tiempo. Aunque debemos reconocer una limitación en esta muestra, que viene impuesta por cuestiones ajenas al presente estudio, consideramos que se trata de una muestra adecuada por su capacidad para estudiar los dos países más poblados de la región, por incluir el caso Latinoamericano que ha seguido un modelo económico más diferenciado (Chile) y por permitir comparaciones entre América Latina y la Península Ibérica.
La primera encuesta se realizó entre 2007 y 2011 a una muestra de 100 periodistas por país para un total de n=500; y la segunda se ejecutó entre 2012 y 2017 a una muestra más amplia (nMéx=377, nChi=491, nBra=376, nEsp=390 y nPor=407) para mejorar la representatividad de los casos con al menos 95% de confianza y 5% de error muestral en función de las poblaciones estimadas, para un total de n=2 041. En ambos casos se realizó un muestreo polietápico: primero, siguiendo un muestreo por conglomerados para obtener una lista de medios en cada país, y después con un muestreo estratificado por el nivel de jerarquía en la redacción, de manera que se pudiera acceder a periodistas senior y junior, realizando la selección de periodistas de manera aleatoria. Siguiendo este procedimiento, en la primera oleada se seleccionaron veinte medios en cada país y cinco periodistas en cada medio (Hanitzsch & Berganza, 2012). En la segunda, el número de medios seleccionados obedeció al tamaño de la muestra en cada país (con un nivel de confianza del 95% y un margen de error del 5%) y el número de periodistas de cada medio fue de tres para los medios pequeños y de cinco para los medios de mayor tamaño (este quedaba determinado por los investigadores de cada país en función de cada contexto nacional), como se indica en el manual con las instrucciones para el trabajo de campo6 elaborado para la realización del estudio y en investigaciones como la de Berganza et al. (2016). Los investigadores principales tuvieron capacidad para -en caso de ser necesario en función de la realidad de cada país- adaptar ligeramente estos procesos para cumplir con los requisitos del muestreo y la recogida de datos.
La suma de ambas encuestas asciende a n=2 541. Las encuestas finalizaron en 2011 y 2017, respectivamente, y se realizaron presencial o telefónicamente por un equipo previamente entrenado en cada país. Solo en casos excepcionales y debido a problemas de accesibilidad, los cuestionarios fueron administrados vía Internet.
Se debe resaltar el hecho de que la muestra de la primera oleada, aunque siguió un diseño probabilístico, no tiene condición representativa, pues tenía una condición más cercana al estudio piloto. No obstante, se trata de una muestra considerable (100 periodistas por país), conseguida de la misma forma aleatoria que la de la segunda oleada. Se asume el déficit que esto puede suponer para el estudio y la falta de trabajos semejantes, mas, dado que se analizan las mismas variables bajo las mismas perspectivas y teniendo en cuenta que se trata del primer estudio comparado de las condiciones de los periodistas iberoamericanos en dos periodos de tiempo, se considera suficiente para un estudio exploratorio como este y que, en cualquier caso, se beneficiaría de una actualización tras la tercera oleada del WJS.
Medidas
En ambas encuestas se incluyeron variables relacionadas con las condiciones laborales de los periodistas, así como preguntas sociodemográficas básicas. La validez de las preguntas se realizó a través de discusiones de expertos previas a la aplicación de cada instrumento. Asimismo, se realizaron pruebas piloto en algunos países para garantizar la comprensibilidad de los ítems. Los niveles y dirección de medición entre la primera y la segunda se modificaron levemente en algunas variables (p.e. abriendo o cerrando opciones), sin afectar la intención de medición de los constructos. Las medidas que se han incluido en este estudio son aquellas que miden aspectos relacionados con la precariedad; así, por norma general y siguiendo la literatura mencionada en el apartado inicial, tener que pluriemplearse dentro o fuera del sector, una menor experiencia, la falta de estudios universitarios especializados en el sector, un menor asociacionismo y los tipos de contrato que no sean a tiempo completo tienden a aumentar la precariedad de los profesionales. A continuación detallamos las medidas utilizadas para el análisis comparado de los datos:
Pluriempleo: indica si el periodista trabaja para varios medios (1) o si dentro del periodismo trabaja para un único medio (2).
Empleo fuera del periodismo: indica si el periodista tiene otros trabajos fuera de la profesión periodística (1) o no (2).
Estudios universitarios: indica si el periodista posee un título universitario o equivalente (1) o no (2).
Estudios en periodismo o similar: muestra si el periodista tiene un título universitario específico en periodismo o comunicación (1) o no (2).
Experiencia profesional en periodismo: número de años trabajando como periodista.
Pertenencia a asociaciones: señala si el periodista pertenece (1) o no (2) a alguna asociación o gremio profesional.
Tipo de contrato: cuatro variables dummy que indican el tipo de contrato que tiene el periodista: tiempo completo (sí=1, no=2), tiempo parcial (sí=1, no=2), freelance (sí=1, no=2) u otro tipo de contrato (sí=1, no=2).
El cuestionario también incluyó variables sociodemográficas: edad (en años), género (mujer=1, hombre=2), ingresos (escala 1-10, con rangos salariales específicos en cada país, siendo el 1 un menor salario y el 10, uno mayor) y posición en la empresa (periodista o redactor=0, periodista con cargos de gestión=1).
Salvo en el caso de la edad, los años de experiencia profesional y los ingresos, variables de tipo métrico o de escala, el resto de variables son categóricas o nominales. No obstante, se han medido en relación a la unidad (están separadas por una unidad; entre 0 y 1 o entre 1 y 2), lo que las convierte en variables dummy que, estadísticamente, se pueden tratar como variables métricas en los análisis referenciales.
Junto a las anteriores, cabe destacar dos variables categóricas que, junto al género, actuarán como factores para la comparación del resto: son la oleada (primera oleada y segunda oleada) y el país (Brasil, Chile, México, España y Portugal; que pueden agruparse en dos subregiones para ampliar la respuesta a la PI3, de manera que Brasil, Chile y México constituyen la subregión americana, mientras España y Portugal constituyen la subregión ibérica).
Análisis
Utilizando el paquete estadístico SPSS v25, se realizó inicialmente un análisis exploratorio de datos para verificar la presencia de valores extremos y la cantidad de casos perdidos (sin imputar valores faltantes en ninguna variable). Seguidamente se ejecutaron análisis univariables y tablas de contingencia para responder a las preguntas de investigación descriptivas. Finalmente se llevaron a cabo varias pruebas inferenciales de contraste de medias: anova de un factor (Oneway) y pruebas T de Student para muestras independientes (tomando como referencia los valores α=0.05, α=0.01 y α=0.001).
El objetivo de estas pruebas fue contrastar la existencia de diferencias en cada una de las variables mostradas en el epígrafe anterior en función de tres factores: las dos oleadas (para responder a la PI1 sobre la hipotética existencia de diferencias temporales, y que son los contrastes que se muestran en los dos primeros epígrafes del apartado de Resultados); el género (que, además de como variable de estudio, actúa aquí también como factor de análisis, para responder a la PI2 sobre la hipotética existencia de diferencias en función del género, y que se refleja en el tercer epígrafe del apartado de Resultados); y el país (respondiendo a la PI3 sobre las hipotéticas entre países y entre subregiones, y que se observa en el cuarto epígrafe de los Resultados).
Resultados
Cambios en el perfil sociodemográfico de los periodistas iberoamericanos en las dos primeras décadas del siglo XXI (2007-2017)
Antes de comenzar con el estudio de los resultados se realizó un análisis exploratorio de los datos para aproximarnos a los cambios sociodemográficos que se han producido entre las dos oleadas, realizando pruebas T de Student para muestras independientes en función de las distintas oleadas. Uno de los más llamativos es que el promedio de la edad de los periodistas fue significativamente menor en la segunda oleada [M1=38.35, DT1=8.952; M2=36.67, DT2=9.937; t(825.101)=3.644, p<0.001, d=0.18]. En lo referente a género (1-2, siendo 1=mujer y 2=hombre), en ambos casos se han mantenido homogéneos [M1=1.57, DT1=0.495; M2=1.58, DT2=0.494, t(2537)=-0.112, p=0.911], con una ligera superioridad del número de hombres. En cuanto al cargo que desempeñan en el medio en el que trabajan (0-1, siendo 0=redactor o periodista y 1=cargo de gestión), ha aumentado el volumen de periodistas o reporteros con respecto a aquellos que desempeñan cargos de gestión/edición [M1=0.40, DT1=0.490; M2=0.32, DT2=0.466; t(741.278)=3.323, p<0.01, d=0.17]. Este resultado podría explicar, en cierta medida, la significativa y abultada disminución del salario (1-10, siendo 10 el máximo nivel de ingresos) [M1=5.07, DT1=2.515; M2=3.68, DT2=1.994; t(684.444)=11.021, p<0.001, d=0.61], un aspecto que, a su vez, también repercute en un aumento de la precariedad. El tamaño del efecto -medida con la d de Cohen (1988) - se encuentra, en este caso, entre medio y elevado y, junto a los valores mencionados anteriormente, probablemente haya sido muy relevante en este descenso del salario la crisis económica, más fuerte en países como España, Portugal o Brasil en los años correspondientes a la segunda oleada (2012-2017).
Cambios en las condiciones laborales de los periodistas iberoamericanos entre 2007 y 2017
Gracias a la prueba T de Student para muestras independientes se observa que en los cinco países iberoamericanos estudiados se han producido variaciones entre ambas oleadas del WJS. Se observa, por ejemplo, que el pluriempleo ha aumentado significativamente. Ejemplo de ello es que hay un mayor número de periodistas trabajando para más de un medio (1-2, siendo 1=trabajo en más de un medio y 2=trabajo en un solo medio) [M1=1.84, DT1=0.367; M2=1.73, DT2=0.446; t(900.943)=5.981, p<0.001, d=0.27] y en trabajos ajenos a la profesión periodística (1-2, siendo 1=trabajo fuera del periodismo y 2=trabajo solo como periodista) [M1=1.84, DT1=0.366; M2=1.78, DT2=0.417; t(841.459)=3.440, p<0.01, d=0.15]. Aunque no es todavía mayoritaria, la necesidad de un segundo empleo -tanto en el campo del periodismo como fuera- es creciente. Una tendencia a la precariedad que se complementa con el hecho de que han disminuido significativamente los periodistas con un empleo a tiempo completo (1-2, siendo 1=trabajo a tiempo completo y 2=otras formas de empleo) [M1=1.09, DT1=0.286; M2=1.20, DT2=0.398; t(1027.159)=-6.896, p<0.001, d=0.32], al tiempo que han aumentado los empleados a tiempo parcial (1-2, siendo 1=trabajo a tiempo parcial y 2=otras formas de empleo) [M1=1.98, DT1=0.147; M2=1.88, DT2=0.324; t(1778.065)=9.952, p<0.001, d=0.40] y los freelance (1-2, siendo 1=trabajo como freelance y 2=otras formas de empleo) [M1=1.96, DT1=0.196; M2=1.93, DT2=0.261; t(982.002)=3.198, p<0.01, d=0.13]. Estas diferencias significativas se reafirman con el tamaño del efecto de algunas de ellas -sobre todo las relacionadas con el tipo de empleo, fijo o parcial-, que se acercan a efectos de tamaño medio. De modo que podemos afirmar que las condiciones de empleabilidad de los periodistas iberoamericanos han girado hacia una mayor flexibilidad y una menor estabilidad.
En el campo de la formación reglada de los periodistas se observa que no hay cambios significativos en el nivel de estudios alcanzados (1-2, siendo 1=titulado universitario y 2=sin título universitario) [M1=1.91, DT1=0.287; M2=1.91, DT2=0.283; t(2520)=-0.190, p=0.85], evidenciándose la consolidación de la importancia de la titulación superior como puerta de acceso a la profesión gracias al elevado porcentaje de periodistas iberoamericanos con formación universitaria. No obstante, sí hay cambios en el volumen de encuestados cuyos estudios han estado relacionados con el campo del periodismo o la comunicación, que han aumentado significativamente y con efectos de tamaño entre pequeño y medio (1-2, siendo 1=con estudios en el campo del periodismo y 2=sin estudios en el área) [M1=1.31, DT1=0.463; M2=1.15, DT2=0.353; t(656.081)=7.348, p<0.001, d=0.39], alcanzando porcentajes relativamente altos. A su vez, se aprecia que la experiencia profesional de los periodistas también ha disminuido significativamente y con un efecto entre pequeño y medio [M1=15.35, DT1=8.587; M2=12.43, DT2=9.129; t(858.643)=6.553, p<0.001, d=0.33]. Los casi tres años de diferencia media pueden explicarse en gran medida gracias a la ya mencionada menor edad promedio de los periodistas.
Tabla 1 Resultados descriptivos de las dos oleadas de entrevistas de WJS a los periodistas iberoamericanos
| Oleada 1 | Oleada 2 | |||||
| Variables analizadas | N1 | M1 | DT1 | N2 | M2 | DT2 |
| Edad*** | 497 | 38.35 | 8.952 | 2012 | 36.67 | 9.937 |
| t(825.101)=3.644, p<0.001, d=0.18 | ||||||
| Género | 500 | 1.57 | .495 | 2039 | 1.58 | .494 |
| t(2537)=-0.112, p=0.911 | ||||||
| Salario*** | 479 | 5.07 | 2.515 | 1471 | 3.68 | 1.994 |
| t(684.444)=11.021, p<0.001, d=0.61 | ||||||
| Posición en la empresa** | 500 | .40 | .490 | 1995 | .32 | .466 |
| t(741.278)=3.323, p<0.01, d=0.17 | ||||||
| Pluriempleo*** | 500 | 1.84 | .367 | 2024 | 1.73 | .446 |
| t(900.943)=5.981, p<0.001, d=0.27 | ||||||
| Empleo fuera del periodismo** | 497 | 1.84 | .366 | 2024 | 1.78 | .417 |
| t(841.459)=3.440, p<0.01, d=0.15 | ||||||
| Estudios universitarios | 499 | 1.91 | .287 | 2023 | 1.91 | .283 |
| t(2520)=-0.190, p=0.85 | ||||||
| Estudios en periodismo o similar*** | 498 | 1.31 | .463 | 1901 | 1.15 | .353 |
| t(656.081)=7.348, p<0.001, d=0.39 | ||||||
| Experiencia profesional en periodismo*** | 497 | 15.35 | 8.587 | 1662 | 12.43 | 9.129 |
| t(858.643)=6.553, p<0.001, d=0.33 | ||||||
| Pertenencia a asociaciones | 500 | 1.65 | .476 | 2027 | 1.67 | .472 |
| T(2525)=-0.467, p=0.641 | ||||||
| Empleo a tiempo completo*** | 500 | 1.09 | .286 | 2038 | 1.20 | .398 |
| t(1027.159)=-6.896, p<0.001, d=0.32 | ||||||
| Empleo a tiempo parcial*** | 500 | 1.98 | .147 | 2038 | 1.88 | .324 |
| t(1778.065)=9.952, p<0.001, d=0.40 | ||||||
| Trabajo como freelance** | 500 | 1.96 | .196 | 2038 | 1.93 | .261 |
| t(982.002)=3.198, p<0.01, d=0.13 | ||||||
| Otros tipos de empleo** | 500 | 1.97 | .165 | 2038 | 2.00 | .070 |
| t(543.567)=-3.060, p<0.01, d=0.24 | ||||||
Leyenda: *=p<0.05, **=p<0.01, ***=p<0.001.
Fuente: Elaboración propia.
Cambios en la relación entre el género y las condiciones laborales de los periodistas iberoamericanos entre 2007 y 2017
Realizando pruebas T de Student para muestras independientes, aunque ahora con el género como factor de comparación, el aspecto más significativo es la fuerte desigualdad que existe en la edad [Mhomb=38.48, DThomb=10.331; Mmuj=35.03, DTmuj=8.576; t(2473.804)=-9.128, p<0.001, d=0.36], el nivel de ingresos (1-10, siendo 10 el máximo nivel de ingresos) [Mhomb=4.19, DThomb=2.259; Mmuj=3.79, DTmuj=2.133; t(1812.437)= -3.949, p<0.001, d=0.18] y el rango (0-1, siendo 0=redactor o periodista y 1=cargo de gestión) [Mhomb=0.39, DThomb=0.488; Mmuj=0.26, DTmuj=0.439; t(2384.665)=-7.002, p<0.001, d=0.28] en función del género entre ambas oleadas7. Con respecto a las diferencias apreciadas en las condiciones laborales en función del género, en la primera oleada estas son significativas y con efectos superiores al 0.2 que Cohen (1988) considera pequeño en la obtención de un título universitario (1-2, siendo 1=titulado universitario y 2=sin título universitario) [Mhomb=1.88, DThomb=0.320; Mmuj=1.94, DTmuj=0.231; t(496.560)=2.393, p<0.05, d=0.21] y en los años de experiencia profesional acumulada [Mhomb=16.83, DThomb=8.869; Mmuj=13.35, DTmuj=7.773; t(480.504)=-4.648, p<0.001, d=0.42].
En la segunda oleada se encontraron diferencias significativas en función del género en un mayor número de variables relacionadas con las condiciones laborales de los periodistas iberoamericanos: trabajar para otros medios (1-2, siendo 1=trabajo en más de un medio y 2=trabajo en un solo medio) [Mhomb=1.67, DThomb=0.469; Mmuj=1.80, DTmuj=0.404; t(1970.171)=6.283, p<0.001, d=0.30], tener otro trabajo (1-2, siendo 1=trabajo fuera del periodismo y 2=trabajo solo como periodista) [Mhomb=1.74, DThomb=0.437; Mmuj=1.82, DTmuj=0.385; t(1951.273)=4.125, p<0.001, d=0.19], haber logrado un título universitario (1-2, siendo 1=titulado universitario y 2=sin título universitario) [Mhomb=1.89, DThomb=0.317; Mmuj=1.95, DTmuj=0.223; t(2015.025)=5.064, p<0.001, d=0.22], haber estudiado periodismo o comunicación (1-2, siendo 1=con estudios en el campo del periodismo y 2=sin estudios en el área) [Mhomb=1.18, DThomb=0.382; Mmuj=1.10, DTmuj=0.305; t(1894.593)=-4.642, p<0.001, d=0.23], la experiencia profesional (medida en años) [Mhomb=13.57, DThomb=9.627; Mmuj=11.03, DTmuj=8.271; t(1651.832)=-5.776, p<0.001, d=0.28] y la membresía a una asociación profesional (1-2, siendo 1=pertenencia a una asociación profesional y 2=no pertenencia a una asociación profesional) [Mhomb=1.64, DThomb=0.479; Mmuj=1.69, DTmuj=0.461; t(1879.923)=2.321, p<0.05, d=0.11].
Tabla 2 Diferencias en función del género en las condiciones laborales de los periodistas iberoamericanos en las dos oleadas del estudio
| Oleada 1 | Oleada 2 | ||||||
| Variables analizadas | Género | N1 | M1 | DT1 | N2 | M2 | DT2 |
| Pluriempleo | Mujer | 213 | 1.87 | .333 | 856 | 1.80 | .404 |
| Hombre | 287 | 1.82 | .389 | 1166 | 1.67 | .469 | |
| t(487.593)=1.788, p=0.074 |
t(1970.171)=6.283, p<0.001, d=0.30 |
||||||
| Empleo
fuera del periodismo |
Mujer | 212 | 1.83 | .376 | 854 | 1.82 | .385 |
| Hombre | 285 | 1.85 | .359 | 1168 | 1.74 | .437 | |
| t(495)=-0.570, p=0.569 |
t(1951.273)=4.125, p<0.001, d=0.19 |
||||||
| Estudios universitarios | Mujer | 213 | 1.94 | .231 | 857 | 1.95 | .223 |
| Hombre | 286 | 1.88 | .320 | 1164 | 1.89 | .317 | |
| t(496.560)=2.393, p<0.05, d=0.21 |
t(2015.025)=5.064, p<0.001, d=0.22 |
||||||
| Estudios en periodismo o similar | Mujer | 213 | 1.32 | .467 | 827 | 1.10 | .305 |
| Hombre | 285 | 1.30 | .460 | 1072 | 1.18 | .382 | |
| t(496)=0.417, p=0.677 |
t(1894.593)=-4.642, p<0.001, d=0.23 |
||||||
| Experiencia profesional en periodismo | Mujer | 211 | 13.35 | 7.773 | 742 | 11.03 | 8.271 |
| Hombre | 286 | 16.83 | 8.869 | 918 | 13.57 | 9.627 | |
| t(480.504)=-4.648,
p<0.001, d=0.42 |
t(1651.832)=-5.776, p<0.001, d=0.28 |
||||||
| Pertenencia a asociaciones | Mujer | 213 | 1.62 | .487 | 856 | 1.69 | .461 |
| Hombre | 287 | 1.68 | .468 | 1169 | 1.64 | .479 | |
| t(446.597)=-1.380, p=0.168 |
t(1879.923)=2.321, p<0.05, d=0.11 |
||||||
| Empleo a tiempo completo | Mujer | 213 | 1.099 | .299 | 862 | 1.2053 | .404 |
| Hombre | 287 | 1.084 | .277 | 1174 | 1.1917 | .394 | |
| t(498)=0.577, p=0.564 |
t(2034)=0.766, p=0.444 |
||||||
| Empleo a tiempo parcial | Mujer | 213 | 1.962 | .191 | 862 | 1.8712 | .335 |
| Hombre | 287 | 1.990 | .102 | 1174 | 1.8884 | .315 | |
| t(301.420)=-1.885, p=0.060 |
t(1787.988)=-1.173, p=0.241 |
||||||
| Trabajo como freelance | Mujer | 213 | 1.967 | .179 | 862 | 1.9316 | .253 |
| Hombre | 287 | 1.955 | .208 | 1174 | 1.9225 | .268 | |
| t(498)=0.700, p=0.484 |
t(2034)=0.774, p=0.439 |
||||||
| Otros tipos de empleo | Mujer | 213 | 1.972 | .166 | 862 | 1.9919 | .090 |
| Hombre | 287 | 1.972 | .165 | 1174 | 1.9974 | .051 | |
| t(498)=-0.020, p=0.984 |
t(1257.622)=-1.639, p=0.101 |
||||||
Fuente: Elaboración propia
El incremento del número de variables con diferencias significativas en función del género podría deberse a una acentuación de la desigualdad entre hombres y mujeres. No obstante, al valorar las medias, se aprecia que ciertas desigualdades se han reducido, como también ha ocurrido con la mayoría de los efectos, por lo que su mayor nivel de significación se debería al mayor volumen de la segunda muestra. Así, sería viable, como se mencionaba en el apartado de Metodología, que este mayor tamaño de la muestra en la segunda oleada esté, al menos parcialmente, detrás de estos resultados, y que en términos de género no exista un número tan abultado de cambios en las condiciones laborales de los periodistas iberoamericanos.
Diferencias entre países en los cambios en las condiciones laborales de los periodistas iberoamericanos entre 2007 y 2017
Con la intención de comprobar si existen diferencias significativas en las variables sobre la situación laboral de los periodistas iberoamericanos entre los cinco países analizados, se ha realizado una prueba ANOVA de un factor tanto para los valores de las variables en la primera como para la segunda oleada. Se ha observado que en ambas existen dichas diferencias. Sin embargo, mientras que en la primera oleada las variables trabajar como periodista con un contrato a tiempo completo, a tiempo parcial u otro tipo de contrato no arrojaron diferencias significativas entre países, en la segunda oleada todas las variables relacionadas con las condiciones laborales exhiben diferencias significativas entre los países.
Tabla 3 Diferencias entre países en las variables sobre la situación laboral de los periodistas iberoamericanos en las dos oleadas del estudio
| Oleada 1 | Oleada 2 | ||||||
| ANOVA unidireccional | N1 | M1 | DT1 | N2 | M2 | DT2 | |
| Pluriempleo | Brasil | 100 | 1.91 | .288 | 376 | 1.85 | .354 |
| Chile | 100 | 1.78 | .416 | 479 | 1.77 | .422 | |
| México | 100 | 1.73 | .446 | 374 | 1.30 | .461 | |
| España | 100 | 1.90 | .302 | 389 | 1.80 | .401 | |
| Portugal | 100 | 1.88 | .327 | 406 | 1.87 | .335 | |
| F(4, 495)=4.941, p<0.01 |
F(4, 2019)=132.964, P<0.001 |
||||||
| Empleo fuera
del periodismo |
Brasil | 100 | 1.88 | .327 | 373 | 1.77 | .423 |
| Chile | 98 | 1.74 | .438 | 485 | 1.72 | .452 | |
| México | 99 | 1.80 | .404 | 374 | 1.65 | .477 | |
| España | 100 | 1.87 | .338 | 390 | 1.87 | .335 | |
| Portugal | 100 | 1.91 | .288 | 402 | 1.88 | .325 | |
| F(4,
492)=3.426, p<0.01 |
F(4,
2019)=23.275, p<0.001 |
||||||
| Estudios universitarios | Brasil | 100 | 1.96 | .197 | 374 | 1.89 | .316 |
| Chile | 100 | 1.89 | .314 | 479 | 1.96 | .185 | |
| México | 100 | 1.89 | .314 | 375 | 1.87 | .337 | |
| España | 99 | 1.99 | .101 | 390 | 1.97 | .180 | |
| Portugal | 100 | 1.82 | 3.86 | 405 | 1.86 | .346 | |
| F(4, 494)=5.587, p<0.001 |
F(4, 2018)=14.171, p<0.001 |
||||||
| Estudios en
periodismo o similar |
Brasil | 100 | 1.02 | .141 | 342 | 1.02 | .151 |
| Chile | 100 | 1.77 | .423 | 471 | 1.13 | .336 | |
| México | 100 | 1.17 | .378 | 341 | 1.32 | .466 | |
| España | 98 | 1.27 | .444 | 373 | 1.08 | .276 | |
| Portugal | 100 | 1.32 | .469 | 374 | 1.18 | .388 | |
| F(4, 493)=52.402, p<0.001 | F(4, 1896)=37.238, p<0.001 | ||||||
| Experiencia profesional en periodismo |
Brasil | 100 | 17.35 | 9.613 | 376 | 11.61 | 9.689 |
| Chile | 98 | 11.69 | 8.259 | 491 | 8.46 | 7.531 | |
| México | 100 | 15.30 | 7.824 | - | - | - | |
| España | 100 | 17.01 | 8.006 | 390 | 15.91 | 8.909 | |
| Portugal | 99 | 15.32 | 8.094 | 405 | 14.65 | 8.598 | |
| F(4, 492)=7.061, p<0.001 | F(4, 1658)=65.643, p<0.001 | ||||||
| Pertenencia
a asociaciones |
Brasil | 100 | 1.49 | .502 | 373 | 1.59 | .492 |
| Chile | 100 | 1.80 | .402 | 485 | 1.76 | .426 | |
| México | 100 | 1.83 | .378 | 377 | 1.75 | .435 | |
| España | 100 | 1.49 | .502 | 389 | 1.59 | .493 | |
| Portugal | 100 | 1.66 | .476 | 403 | 1.61 | .488 | |
| F(4,
495)=12.808, p<0.001 |
F(4,
2022)=14.595, p<0.001 |
||||||
| Empleo a tiempo completo |
Brasil | 100 | 1.08 | .273 | 376 | 1.40 | .027 |
| Chile | 100 | 1.13 | .338 | 489 | 1.20 | .398 | |
| México | 100 | 1.11 | .314 | 376 | 1.16 | .372 | |
| España | 100 | 1.06 | .239 | 390 | 1.14 | .351 | |
| Portugal | 100 | 1.07 | .256 | 407 | 1.08 | .277 | |
| F(4, 495)=1.036, p=0.388 |
F(4, 2033)=40.341, p<0.001 |
||||||
| Empleo a
tiempo parcial |
Brasil | 100 | 1.96 | .197 | 376 | 1.65 | .479 |
| Chile | 100 | 1.95 | .219 | 489 | 1.90 | .301 | |
| México | 100 | 1.99 | .100 | 376 | 1.90 | .305 | |
| España | 100 | 1.99 | .100 | 390 | 1.95 | .221 | |
| Portugal | 100 | 2.00 | .000 | 407 | 2.00 | .050 | |
| F(4,
495)= 2.201, p=0.068 |
F(4,
2033)=77.740, p<0.001 |
||||||
| Trabajo como freelance |
Brasil | 100 | 2.00 | .000 | 376 | 1.95 | .219 |
| Chile | 100 | 1.97 | .171 | 489 | 1.90 | .295 | |
| México | 100 | 1.90 | .302 | 376 | 1.94 | .230 | |
| España | 100 | 1.97 | .171 | 390 | 1.91 | .290 | |
| Portugal | 100 | 1.96 | .197 | 407 | 1.93 | .249 | |
| F(4, 495)=3.581, p<0.01 |
F(4, 2033)=2.663, p<0.05 |
||||||
| Otros tipos
de empleo |
Brasil | 100 | 1.96 | .197 | 376 | 1.99 | .073 |
| Chile | 100 | 1.95 | .219 | 489 | 2.00 | .000 | |
| México | 100 | 2.00 | .000 | 376 | 1.99 | .073 | |
| España | 100 | 1.98 | .141 | 390 | 2.00 | .000 | |
| Portugal | 100 | 1.97 | .171 | 407 | 1.99 | .121 | |
| F(4, 495)=1.361, p=0.246 |
F(4, 2033)=3.117, p<0.05 |
||||||
Fuente: Elaboración propia.
Por otra parte, a pesar de los lazos que unen histórica y culturalmente a todos los países de Iberoamérica, existe una separación geográfica y coyuntural entre los países americanos (Brasil, México y Chile) y los europeos (España y Portugal). De esta divergencia nace la necesidad de contraste de hipótesis a través de la prueba ANOVA unidireccional, asignando un valor de 2 a los países del conteniente americano y un valor de -3 a los del continente europeo, un tipo de análisis que permite conocer qué diferencias existen entre ambas subregiones y que visibiliza el mayor volumen de diferencias significativas en la segunda oleada de encuestas de WJS. En la primera oleada, las variables vinculadas con trabajar para otros medios, tener otros trabajos, la pertenencia a asociaciones profesionales y el trabajo como periodista con un contrato a tiempo parcial mostraban diferencias significativas entre los países americanos y europeos. En la segunda oleada, junto a estas variables, se hallaron diferencias significativas en los años de experiencia profesional y el trabajo como periodista a tiempo completo.
Tabla 4 Diferencias entre las dos subregiones del área iberoamericana en las variables sobre la situación laboral de los periodistas iberoamericanos en las dos oleadas del estudio
| Oleada 1 | Oleada 2 | ||||||
| Variables analizadas | Subregión | N1 | M1 | DT1 | N2 | M2 | DT2 |
| Pluriempleo | América | 300 | 1.81 | 0.396 | 1229 | 1.65 | 0.476 |
| Europa | 200 | 1.89 | 0.314 | 795 | 1.84 | 0.370 | |
| t(455.411)=-2.636, p<0.01 |
t(1722.380)=-10.921, p<0.001 |
||||||
| Empleo fuera
del periodismo |
América | 297 | 1.81 | 0.394 | 1232 | 1.71 | 0.453 |
| Europa | 200 | 1.89 | 0.314 | 792 | 1.88 | 0.329 | |
| t(459.272)=-2.590, p<0.05 |
t(1923.221)=-9.427, p<0.001 |
||||||
| Estudios universitarios | América | 300 | 1.91 | 0.282 | 1228 | 1.91 | 0.283 |
| Europa | 199 | 1.90 | 0.295 | 795 | 1.91 | 0.282 | |
| t(261.293)=0.326, p=0.745 |
t(1368.258)=-0.545, p=0.0586 |
||||||
| Estudios en
periodismo o similar |
América | 300 | 1.32 | 0.467 | 1154 | 1.15 | 0.361 |
| Europa | 198 | 1.29 | 0.456 | 747 | 1.13 | 0.341 | |
| t(324.572)=0.723, p=0.470 |
t(1301.505)=1.419, p=0.156 |
||||||
| Experiencia profesional en periodismo |
América | 298 | 14.80 | 8.885 | 867 | 9.83 | 8.671 |
| Europa | 199 | 16.17 | 8.074 | 795 | 15.27 | 8.769 | |
| t(436.823)=-1.829, p=0.68 |
t(1323.712)=-23.196, p<0.001 |
||||||
| Pertenencia a asociaciones | América | 300 | 1.71 | 0.456 | 1235 | 1.71 | 0.455 |
| Europa | 200 | 1.57 | 0.496 | 792 | 1.60 | 0.490 | |
| t(381.762)=3.090, p<0.01 |
t(1566.894)=4.669, p<0.001 |
||||||
| Empleo a tiempo completo |
América | 300 | 1.11 | 0.309 | 1241 | 1.25 | 0.434 |
| Europa | 200 | 1.07 | 0.247 | 797 | 1.11 | 0.317 | |
| t(471.638)=1.665, p=0.0.97 |
t(1781.790)=8.652, p<0.001 |
||||||
| Empleo a
tiempo parcial |
América | 300 | 1.97 | 0.180 | 1241 | 1.82 | 0.383 |
| Europa | 200 | 2.00 | 0.071 | 797 | 1.97 | 0.160 | |
| t(319.128)=-2.461, p<0.05 |
t(1251.544)=-13.045, p<0.001 |
||||||
| Trabajo como freelance |
América | 300 | 1.96 | 0.204 | 1241 | 1.93 | 0.255 |
| Europa | 200 | 1.97 | 0.184 | 797 | 1.92 | 0.270 | |
| t(351.196)=-0.478, p=0.633 |
t(1539.160)=0.994, p=0.321 |
||||||
| Otros tipos de empleo | América | 300 | 1.97 | 0.171 | 1241 | 2.00 | 0.057 |
| Europa | 200 | 1.98 | 0.157 | 797 | 1.99 | 0.086 | |
| t(379.704)=-0.338, p=0.736 |
t(694.356)=1.101, p=0.271 |
||||||
Fuente: Elaboración propia.
De los dos conjuntos de pruebas anteriores se extrae que las divergencias, tanto entre países como entre subregiones, se han acentuado en la segunda oleada de WJS. De este modo, aunque el aumento en el número de diferencias significativas o el nivel de significación podría deberse al mayor tamaño de la muestra en el estudio conducido entre 2012 y 2017, los valores de t y de F son considerablemente mayores en la segunda oleada, confirmando el incremento de las desigualdades entre países y regiones.
Finalmente, realizando pruebas de contraste de medias entre muestras independientes (T de Student) podemos observar brevemente los datos desagregados, analizando cómo ha evolucionado cada país entre ambas oleadas, lo que permitirá contextualizar y comprender mejor los resultados anteriores. Comenzando por Brasil, se aprecia que se han producido cambios significativos en el porcentaje de periodistas que afirman tener otros trabajos fuera del periodismo (1-2, siendo 1=trabajo fuera del periodismo y 2=trabajo solo como periodista) [M1=1.88, DT1=0.327; M2=1.77, SD2=0.423; t(197.665)=2.879, p<0.01, d=0.29], en la proporción de periodistas que poseen un título universitario (1-2, siendo 1=titulado universitario y 2=sin título universitario) [M1=1.96, DT1=0.197; M2=1.89, DT2=0.316; t(250.824)=2.825, p<0.01, d=0.27], en la experiencia profesional acumulada [M1=17.35, DT1=9.613; M2=11.61, DT2=9.689; t(474.000)=5.272, p<0.001, d=0.59], en la proporción de periodistas con un contrato a tiempo completo (1-2, siendo 1=trabajo a tiempo completo y 2=otras formas de empleo) [M1=1.08, DT1=0.273; M2=1.41, DT2=0.492; t(288.023)=-8.845, p<0.001, d=0.83], con un contrato a tiempo parcial (1-2, siendo 1=trabajo a tiempo parcial y 2=otras formas de empleo) [M1=1.96, DT1=0.197; M2=1.65, DT2=0.479; t(396.298)=9.933, p<0.001, d=0.85] y los que trabajan como freelance (1-2, siendo 1=trabajo como freelance y 2=otras formas de empleo) [M1=2.00, DT1=0.000; M2=1.95, DT2=0.219; t(375.000)=4.467, p<0.001, d=0.32]. Igualmente, cabe destacar el fuerte descenso en la edad de los profesionales [M1=39.44, DT1=10.138; M2=34.68, DT2=11.223; t(474)=3.844, p<0.001, d=0.45], en el salario (1-10, siendo 10 el máximo nivel de ingresos) [M1=6.53, DT1=2.552; M2=3.09, DT2=1.535; t(119.859)=12.850, p<0.001, d=1.63] y en la cantidad de periodistas entrevistados con rango de gestor (0-1, siendo 0=redactor o periodista y 1=cargo de gestión) [M1=0.41, DT1=0.494; M2=0.17, DT2=0.379; t(131.464)=4.462, p<0.001, d=0.55], con tamaños de efecto elevados que confirman que Brasil es el país con mayores variaciones entre la primera y segunda oleada, y se puede afirmar que la situación entre 2012 y 2017 es sensiblemente menos estable y más precaria que la registrada entre 2007 y 2011, pues ha disminuido el porcentaje de trabajadores a tiempo completo, aumentando aquellos que solo están a tiempo parcial o con contratos freelance, así como aquellos que precisan un trabajo fuera del periodismo, y también ha disminuido los años de experiencia acumulada, el rango, la edad y, de manera notable, el salario.
En el caso chileno se observan diferencias significativas entre ambas oleadas en lo referente al porcentaje de periodistas con estudios universitarios (1-2, siendo 1=titulado universitario y 2=sin título universitario) [M1=1.89, DT1=0.314; M2=1.96, DT2=0.185; t(113.734)=2.288, p<0.05, d=-0.27], al porcentaje que ha estudiado periodismo o comunicación (1-2, siendo 1=con estudios en el campo del periodismo y 2=sin estudios en el área) [M1=1.77, DT1=0.423; M2=1.13, DT2=0.336; t(126.849)=14.220, p<0.001, d=1.68], a los años de experiencia profesional [M1=11.69, DT1=8.259; M2=8.46, DT2=7.531; t(587.000)=3.815, p<0.001, d=0.41], al porcentaje de periodistas freelance (1-2, siendo 1=trabajo como freelance y 2=otras formas de empleo) [M1=1.97, DT1=0.171; M2=1.90, DT2=0.295; t(237.556)=3.043, p<0.01, d=0.29] y al porcentaje de aquellos que tienen otras formas de empleo (1-2, siendo 1=trabajo con otras formas de empleo y 2=trabajo a tiempo completo, parcial o como freelance) [M1=1.95, DT1=0.219; M2=2.00, DT2=0.000; t(99.000)=-2.283, p<0.05, d=-0.32]. En general, los periodistas chilenos han pasado a ser significativamente más jóvenes [M1=35.87, DT1=8.497; M2=32.99, DT2=8.482; t(585)=3.088, p<0.01, d=0.34], con mayor presencia masculina (1-2, siendo 1=mujer y 2=hombre) [M1=1.39, DT1=0.490; M2=1.57, DT2=0.496; t(589)=3.283, p<0.01, d=0.37], con salarios más bajos (1-10, siendo 10 el máximo nivel de ingresos) [M1=5.46, DT1=2.347; M2=4.82, DT2=2.513; t(464)=2.185, p<0.05, d=0.26] y con rangos de menos responsabilidad (0-1, siendo 0=redactor o periodista y 1=cargo de gestión) [M1=0.40, DT1=0.492; M2=0.26, DT2=0.439; t(133.024)=2.624, p<0.05, d=0.30].
Tabla 5 Resultados descriptivos de las dos oleadas de entrevistas de WJS a los periodistas brasileños
| Oleada 1 | Oleada 2 | |||||
| Variables analizadas | N1 | M1 | DT1 | N2 | M2 | DT2 |
| Edad*** | 100 | 39.44 | 10.138 | 376 | 34.68 | 11.223 |
| t(474)=3.844, p<0.001, d=0.45 | ||||||
| Género | 100 | 1.55 | .500 | 376 | 1.51 | .501 |
| t(474)=0.746, p=0.456 | ||||||
| Salario*** | 100 | 6.53 | 2.552 | 355 | 3.09 | 1.535 |
| t(119.859)=12.850, p<0.001, d=1.63 | ||||||
| Posición en la empresa*** |
100 | .41 | .494 | 376 | .17 | .379 |
| t(131.464)=4.462, p<0.001, d=0.55 | ||||||
| Pluriempleo | 100 | 1.91 | .288 | 376 | 1.85 | .354 |
| t(186.756)=1.652, p=0.100 | ||||||
| Empleo
fuera del periodismo** |
100 | 1.88 | .327 | 373 | 1.77 | .423 |
| t(197.665)=2.879, p<0.01, d=0.29 | ||||||
| Nivel educativo** | 100 | 1.96 | .197 | 374 | 1.89 | .316 |
| t(250.824)=2.825, p<0.01, d=0.27 | ||||||
| Estudios en periodismo o similar |
100 | 1.02 | .141 | 342 | 1.02 | .151 |
| t(440)=-0.200, p=0.841 | ||||||
| Experiencia profesional en periodismo*** |
100 | 17.35 | 9.613 | 376 | 11.61 | 9.689 |
| t(474.000)=5.272, p<0.001, d=0.59 | ||||||
| Pertenencia a asociaciones | 100 | 1.49 | .502 | 373 | 1.59 | .492 |
| t(471)=-1.842, p=0.66 | ||||||
| Empleo a tiempo completo*** |
100 | 1.08 | .273 | 376 | 1.41 | .492 |
| t(288.023)=-8.845, p<0.001, d=0.83 | ||||||
| Empleo
a tiempo parcial*** |
100 | 1.96 | .197 | 376 | 1.65 | .479 |
| t(396.298)=9.933, p<0.001, d=0.85 | ||||||
| Trabajo como freelance*** |
100 | 2.00 | .000 | 376 | 1.95 | .219 |
| t(375.000)=4.467, p<0.001, d=0.32 | ||||||
| Otros tipos de empleo |
100 | 1.96 | .197 | 376 | 1.99 | .073 |
| t(106.296)=-1.730, p=0.087 | ||||||
Leyenda: *=p<0.05, **=p<0.01, ***=p<0.001.
Fuente: Elaboración propia.
Por su parte, los periodistas de México mostraron diferencias entre ambas oleadas en lo respectivo al porcentaje de ellos que trabaja para otros medios (1-2, siendo 1=trabajo en más de un medio y 2=trabajo en un solo medio) [M1=1.73, DT1=0.446; M2=1.30, DT2=0.461; t(160.100)=8.405, p<0.001, d=0.95], el porcentaje que tiene otros trabajos fuera del periodismo (1-2, siendo 1=trabajo fuera del periodismo y 2=trabajo solo como periodista) [M1=1.80, DT1=0.404; M2=1.65, DT2=0.477; t(177.457), p<0.01, d=0.34], el porcentaje que ha estudiado periodismo o comunicación (1-2, siendo 1=con estudios en el campo del periodismo y 2=sin estudios en el área) [M1=1.17, DT1=0.378; M2=1.32, DT2=0.466; t(195.797)=-3.231, p<0.01, d=-0.35] y el porcentaje de periodistas con un contrato a tiempo parcial (1-2, siendo 1=trabajo a tiempo parcial y 2=otras formas de empleo) [M1=1.99, DT1=0.100; M2=1.90, DT2=0.305; t(456.928)=5.025, p<0.001, d=0.28]. También el salario ha mostrado valores significativamente más bajos entre los periodistas mexicanos en la segunda oleada (1-10, siendo 10 el máximo nivel de ingresos) [M1=4.21, DT1=2.459; M2=3.07, DT2=1.749; t(125.864)=4.354, p<0.001, d=0.53].
Ambos países mostraron menos variables con cambios significativos que Brasil, sin embargo, se observa una tendencia semejante, aunque más débil, hacia la precarización, con mayor cantidad de periodistas necesitando otros trabajos, con menores volúmenes de empleo fijo y con salarios menores. También se ha encontrado en estos países las dos variables con mayor cambio de todo el estudio: en Chile el porcentaje de periodistas que han estudiado periodismo o comunicación ha aumentado radicalmente, dejando de ser algo poco habitual para asemejarse a las medias del resto de países; en México el número de periodistas que trabajan para otros medios se ha convertido en mayoría, alejándose de la norma del resto de países, donde, a pesar de los aumentos, sigue siendo poco frecuente.
Tabla 6 Resultados descriptivos de las dos oleadas de entrevistas de WJS a los periodistas chilenos
| Oleada 1 | Oleada 2 | |||||
| Variables analizadas | N1 | M1 | DT1 | N2 | M2 | DT2 |
| Edad** | 100 | 35.87 | 8.497 | 487 | 32.99 | 8.482 |
| t(585)=3.088, p<0.01, d=0.34 | ||||||
| Género** | 100 | 1.39 | .490 | 491 | 1.57 | .496 |
| t(589)=-3.283, p<0.01, d=0.37 | ||||||
| Salario** | 90 | 5.46 | 2.347 | 376 | 4.82 | 2.513 |
| t(464)=2.185, p<0.05, d=0.26 | ||||||
| Posición en la empresa* |
100 | 40 | .492 | 491 | .26 | .439 |
| t(133.024)=2.624, p<0.05, d=0.30 | ||||||
| Pluriempleo | 100 | 1.78 | .416 | 479 | 1.77 | .422 |
| t(577)=0.253, p=0.800 | ||||||
| Empleo
fuera del periodismo |
98 | 1.74 | .438 | 485 | 1.72 | .452 |
| t(581)=591, p=0.555 | ||||||
| Estudios universitarios* | 100 | 1.89 | .314 | 479 | 1.96 | .185 |
| t(113.734)=-2.288, p<0.05, d=-0.27 | ||||||
| Estudios en periodismo o similar** |
100 | 1.77 | .423 | 471 | 1.13 | .336 |
| t(126.849)=14.220, p<0.001, d=1.68 | ||||||
| Experiencia profesional en periodismo*** |
98 | 11.69 | 8.259 | 491 | 8.46 | 7.531 |
| t(587.000)=3.815, p<0.001, d=0.41 | ||||||
| Pertenencia a asociaciones |
100 | 1.80 | .402 | 485 | 1.76 | .426 |
| t(583)=0.801, p=0.423 | ||||||
| Empleo a tiempo completo |
100 | 1.13 | .338 | 489 | 1.20 | .398 |
| t(160.359)=-1.732, p=0.85 | ||||||
| Empleo
a tiempo parcial |
100 | 1.95 | .219 | 489 | 1.90 | .301 |
| t(184.380)=1.947, p=0.53 | ||||||
| Trabajo como
freelance** |
100 | 1.97 | .171 | 489 | 1.90 | .295 |
| t(375.000)=4.467, p<0.001, d=0.32 | ||||||
| Otros tipos de empleo* |
100 | 1.95 | .219 | 489 | 2.00 | .000 |
| t(99.000)=-2.283, p<0.05, d=-0.32 | ||||||
Leyenda: *=p<0.05, **=p<0.01, ***=p<0.001.
Fuente: Elaboración propia.
Tabla 7 Resultados descriptivos de las dos oleadas de entrevistas de WJS a los periodistas mexicanos
| Oleada 1 | Oleada 2 | |||||
| Variables analizadas | N1 | M1 | DT1 | N2 | M2 | DT2 |
| Edad | 100 | 37.93 | 8.212 | 370 | 38.41 | 10.377 |
| t(193.235)=-0.487, p=0.627 | ||||||
| Género | 100 | 1.70 | .461 | 377 | 1.68 | .466 |
| t(475)=0.350, p=0.727 | ||||||
| Salario*** | 99 | 4.21 | 2.459 | 368 | 3.07 | 1.749 |
| t(125.864)=4.354, p<0.001, d=0.53 | ||||||
| Posición en la empresa | 100 | .40 | .492 | 376 | .41 | .493 |
| t(474)=-0.268, p=0.788 | ||||||
| Pluriempleo*** | 100 | 1.73 | .446 | 374 | 1.30 | .461 |
| t(160.100)=8.405, p<0.001, d=0.95 | ||||||
| Empleo
fuera del periodismo** |
99 | 1.80 | .404 | 374 | 1.65 | .477 |
| t(177.457), p<0.01, d=0.34 | ||||||
| Estudios universitarios | 100 | 1.89 | .314 | 375 | 1.87 | .337 |
| t(473)=0.552, p=0.581 | ||||||
| Estudios en periodismo o similar** |
100 | 1.17 | .378 | 341 | 1.32 | .466 |
| t(195.797)=-3.231, p<0.01, d=-0.35 | ||||||
| Experiencia profesional en periodismo |
98 | 15.30 | 7.824 | - | - | - |
| - | ||||||
| Pertenencia a asociaciones | 100 | 1.83 | .378 | 377 | 1.75 | .435 |
| t(175.184)=1.868, p=0.63 | ||||||
| Empleo a tiempo completo | 100 | 1.11 | .314 | 376 | 1.16 | .372 |
| t(179.636)=-1.491, p=0.138 | ||||||
| Empleo a tiempo parcial*** | 100 | 1.99 | .100 | 376 | 1.90 | .305 |
| t(456.928)=5.025, p<0.001, d=0.28 | ||||||
| Trabajo como freelance | 100 | 1.90 | .302 | 376 | 1.94 | .230 |
| t(131.167)=-1.363, p=0.175 | ||||||
| Otros tipos de empleo | 100 | 2.00 | .000 | 376 | 1.99 | .073 |
| t(474)=0.730, p=0.466 | ||||||
Leyenda: *=p<0.05, **=p<0.01, ***=p<0.001.
Fuente: Elaboración propia.
En el caso portugués solo se observaron diferencias significativas entre ambas oleadas en el porcentaje de periodistas que han cursado estudios en el área (1-2, siendo 1=con estudios en el campo del periodismo y 2=sin estudios en el área) [M1=1.32, DT1=0.469; M2=1.18, DT2=0.388; t(137.442)=2.657, p<0.01, d=0.33], demostrando que en este país la situación de los periodistas no ha variado de manera abultada, si bien es cierto que en la segunda oleada no hay valores sobre el salario, una variable que ha experimentado cambios significativos en el resto de países, por lo que no se puede valorar este aspecto. En el otro país europeo presente en el estudio, España, las diferencias significativas se han encontrado en el porcentaje de periodistas que trabajan para más de un medio (1-2, siendo 1=trabajo en más de un medio y 2=trabajo en un solo medio) [M1=1.90, DT1=0.302; M2=1.80, DT2=0.401; t(198.951)=2.764, p<0.01, d=0.28], el porcentaje que afirma haber estudiado periodismo o comunicación (1-2, siendo 1=con estudios en el campo del periodismo y 2=sin estudios en el área) [M1=1.27, DT1=0.444; M2=1.08, DT2=0.276; t(117.466)=3.872, p<0.001, d=0.51], el porcentaje de periodistas que trabaja con un contrato a tiempo completo (1-2, siendo 1=trabajo a tiempo completo y 2=otras formas de empleo) [M1=1.06, DT1=0.239; M2=1.14, DT2=0.351; t(221.959)=2.809, p<0.01, d=0.27], el porcentaje que trabaja a tiempo parcial (1-2, siendo 1=trabajo a tiempo parcial y 2=otras formas de empleo) [M1=1.99, DT1=0.100; M2=1.95, DT2=0.221; t(358.701)=2.751, p<0.01, d=0.23] y el porcentaje de los que trabajan como freelance (1-2, siendo 1=trabajo como freelance y 2=otras formas de empleo) [M1=1.97, DT1=0.171; M2=1.91, DT2=0.290; t(261.511)=2.761, p<0.01, d=0.25]. En este país los cambios han seguido la tendencia hacia una menor estabilidad laboral que se observaba en el resto del área iberoamericana, imitando también un significativo y abultado descenso en el salario de los periodistas (1-10, siendo 10 el máximo nivel de ingresos) [M1=5.94, DT1=1.344; M2=3.72, DT2=1.439; t(466)=13.673, p<0.001, d=1.59].
Tabla 8 Resultados descriptivos de las dos oleadas de entrevistas de WJS a los periodistas portugueses
| Oleada 1 | Oleada 2 | |||||
| Variables analizadas | N1 | M1 | DT1 | N2 | M2 | DT2 |
| Edad | 97 | 38.88 | 9.147 | 390 | 39.00 | 8.811 |
| t(485)=-0.123, p=0.902 | ||||||
| Género | 100 | 1.63 | .485 | 405 | 1.54 | .499 |
| t(154.853)=1.638, p=0.103 | ||||||
| Salario | 94 | 3.18 | 2.115 | - | - | - |
| - | ||||||
| Posición en la empresa | 100 | .39 | .490 | 362 | .42 | .494 |
| t(460)=-0.536, p=0.592 | ||||||
| Pluriempleo | 100 | 1.88 | .327 | 406 | 1.87 | .335 |
| t(504)=0.217, p=0.828 | ||||||
| Empleo
fuera del periodismo |
100 | 1.91 | .288 | 402 | 1.88 | .325 |
| t(500)=0.828, p=0.408 | ||||||
| Estudios universitarios | 100 | 1.82 | 3.86 | 405 | 1.86 | .346 |
| t(140.693)=-0.987, p=0.325 | ||||||
| Estudios en periodismo o similar** |
100 | 1.32 | .469 | 374 | 1.18 | .388 |
| t(137.442)=2.657, p<0.01, d=0.33 | ||||||
| Experiencia profesional en periodismo |
99 | 15.32 | 8.094 | 405 | 14.65 | 8.598 |
| t(502)=0.704, p=0.482 | ||||||
| Pertenencia a asociaciones | 100 | 1.66 | .476 | 403 | 1.61 | .488 |
| t(154.821)=0.927, p=0.355 | ||||||
| Empleo a tiempo completo |
100 | 1.07 | .256 | 407 | 1.08 | .277 |
| t(505)=-0.444, p=0.657 | ||||||
| Empleo
a tiempo parcial |
100 | 2.00 | .000 | 407 | 2.00 | .050 |
| t(505)=0.495, p=0.621 | ||||||
| Trabajo como freelance | 100 | 1.96 | .197 | 407 | 1.93 | .249 |
| t(185.204)=1.133, p=0.259 | ||||||
| Otros tipos de empleo | 100 | 1.97 | .171 | 407 | 1.99 | .121 |
| t(124.117)=-0.840, p=0.402 | ||||||
Leyenda: *=p<0.05, **=p<0.01, ***=p<0.001.
Fuente: Elaboración propia.
Tabla 9 Resultados descriptivos de las dos oleadas de entrevistas de WJS a los periodistas españoles
| Oleada 1 | Oleada 2 | |||||
| Variables analizadas | N1 | M1 | DT1 | N2 | M2 | DT2 |
| Edad | 100 | 39.63 | 8.270 | 389 | 39.23 | 9.166 |
| t(487)=0.395, p=0.693 | ||||||
| Género | 100 | 1.60 | .492 | 390 | 1.59 | .493 |
| t(488)=0.186, p=0.853 | ||||||
| Salario*** | 96 | 5.94 | 1.344 | 372 | 3.72 | 1.439 |
| t(466)=13.673, p<0.001, d=1.59 | ||||||
| Posición en la empresa | 100 | .40 | .492 | 390 | .35 | .477 |
| t(488)=0.953, p=0.341 | ||||||
| Pluriempleo** | 100 | 1.90 | .302 | 389 | 1.80 | .401 |
| t(198.951)=2.764, p<0.01, d=0.28 | ||||||
| Empleo
fuera del periodismo |
100 | 1.87 | .338 | 390 | 1.87 | .335 |
| t(488)=-1.593, p=0.112 | ||||||
| Empleo fuera del periodismo |
99 | 1.99 | .101 | 390 | 1.97 | .180 |
| t(275.902)=1.709, p=0.089 | ||||||
| Estudios en periodismo o similar*** |
98 | 1.27 | .444 | 373 | 1.08 | .276 |
| t(117.466)=3.872, p<0.001, d=0.51 | ||||||
| Experiencia profesional en periodismo |
100 | 17.01 | 8.006 | 390 | 15.91 | 8.909 |
| t(488)=1.126, p=0.261 | ||||||
| Pertenencia a asociaciones | 100 | 1.49 | .502 | 389 | 1.59 | .493 |
| t(487)=-1.779, p=0.76 | ||||||
| Empleo a tiempo completo** | 100 | 1.06 | .239 | 390 | 1.14 | .351 |
| t(221.959)=-2.809, p<0.01, d=0.27 | ||||||
| Empleo a tiempo parcial** | 100 | 1.99 | .100 | 390 | 1.95 | .221 |
| t(358.701)=2.751, p<0.01, d=0.23 | ||||||
| Trabajo como freelance** | 100 | 1.97 | .171 | 390 | 1.91 | .290 |
| t(261.511)=2.761, p<0.01, d=0.25 | ||||||
| Otros tipos de empleo | 100 | 1.98 | .141 | 390 | 2.00 | .000 |
| t(99.000)=-1.421, p=0.158 | ||||||
Leyenda: *=p<0.05, **=p<0.01, ***=p<0.001.
Fuente: Elaboración propia.
Conclusiones
Este estudio es el resultado del interés colectivo del grupo de investigadores que conforman WJS en Iberoamérica por conocer cómo han variado los perfiles y las condiciones laborales de los periodistas iberoamericanos a lo largo de los últimos años (2007-2017). La falta de investigaciones sobre la realidad profesional de los periodistas en las subregiones de América Latina y el sur de Europa propicia la necesidad de seguir esta línea de trabajo. De ahí que el mayor aporte de este estudio sea su aproximación a la situación de los periodistas de modo comparado.
Las variaciones en la edad de los periodistas ha sido un indicador fidedigno de la volatilidad y los movimientos del mercado mediático en otros estudios comparativos longitudinales a nivel global (Weaver et al., 2007) y regional (Novais, 2018). Es relevante observar que en Iberoamérica la edad de los periodistas sigue decreciendo y que, a su vez, los más jóvenes son, en su mayor parte, mujeres. En este sentido, respondiendo a la PI2, también se ha detectado una cierta reducción de las diferencias en función del género. A esta tendencia se suman tres factores más relacionados con las condiciones laborales: en primer lugar, la estabilidad que obtienen los periodistas más educados (Josephi, 2017; Reese & Cohen, 2000) y la importancia de la universidad a través del requerimiento de una titulación -cada vez más en la rama de Periodismo o Comunicación- para ejercer la profesión, demostrando que el número de titulados que ejercen la profesión es cada vez mayor (Banda, 2013). En segundo lugar, los cambios de estructura que están viviendo los sistemas mediáticos en general y los medios de comunicación en particular, encontrándose en plena transición hacia plataformas y contenidos digitales, caracterizados con frecuencia por la flexibilidad y por una mayor movilidad entre medios, como demuestra la decreciente experiencia acumulada y la menor proporción de empleos a tiempo fijo en favor de contratos a tiempo parcial o freelance. En tercer lugar, y relacionado con el punto anterior, la fuerte crisis económica sufrida a nivel global y el incremento de la precariedad laboral que ha llevado a las empresas mediáticas a cambiar sus estrategias de contratación y los modelos de negocio. En este sentido, como principal respuesta a la PI1, cabe destacar la importante precarización, la inestabilidad y el pluriempleo en el sector del periodismo en Iberoamérica, acentuando fenómenos que ya habían sido detectados en el pasado (Figueras-Maz et al., 2012; Iglesias, 2004; Mellado, 2012;).
Como respuesta a la PI3, cabe añadir que, aunque estas tendencias son generalizables a todos los países, las disparidades entre ellos son innegables debido a sus particularidades políticas, económicas, sociales y mediáticas, tanto entre los países como entre las dos subregiones presentes en el estudio, ya que se observa que los países de América Latina han arrojado valores más adversos que los encontrados en los de la Península Ibérica. Brasil es el país en el que las condiciones más han cambiado, aumentando la precariedad y la inseguridad de la profesión, mientras que Portugal es el que menos cambios ha experimentado. Esto puede explicarse parcialmente por la recuperación económica de Portugal, que en 2017 ya mostraba importantes síntomas de mejora, mientras Brasil, uno de los Brics -grupo de países emergentes, con Brasil, Rusia, India, China y Sudáfrica, con unas perspectivas más prometedores de crecimiento en la primera década del siglo XXI-, entró en la crisis más tarde, retrasando también la recuperación. Mas esta explicación es insuficiente, pues España, con una tendencia económica muy semejante a Portugal, arroja valores sensiblemente más negativos, cercanos a los de México y Chile. Los tres países hispanos, aunque con una perspectiva más moderada que Brasil, también reflejan comportamientos preocupantes que deberían seguir siendo analizados en futuros estudios.
A pesar de los significativos hallazgos de este estudio, conviene destacar dos importantes limitaciones del mismo. En primer lugar, el posible sesgo provocado por el mayor tamaño muestral de la segunda oleada -ya referido en la Metodología-, que favorece que las diferencias resulten significativas en un mayor número de casos, si bien es cierto que para evitar dicho sesgo se ha incorporado el tamaño del efecto (d) al realizar los análisis estadísticos. En segundo lugar, también se ha aludido en el apartado metodológico al reducido número de países del entorno iberoamericano incluidos en la primera oleada del WJS, que ha impedido el análisis de más países en el estudio comparado, por lo que debamos ser cuidadosos a la hora de generalizar los resultados. En este sentido, se espera que futuras oleadas del WJS y del resto de proyectos paralelos aporten datos actualizados y sobre un mayor número de países de esta región, lo que permitirá continuar trabajando en esta línea. Igualmente, convendría que futuros trabajos comparen los datos del campo del periodismo con los de otras profesiones para poder analizar si lo observado en este estudio es exclusivo de este sector o si estas tendencias de precarización son comunes a los mercados laborales de otras industrias.
