Introducción

El tiempo que tenemos para dedicar a distintas actividades es limitado. Cuando se destina mucho tiempo a las labores de trabajo, ya sean remuneradas o no (incluido el trabajo dedicado al cuidado), este ya no puede destinarse a otras actividades de ocio y de autocuidado como socializar, comer, arreglarse, dormir, practicar deporte, etc. El contar con tiempo para estas ocupaciones, al igual que a las de trabajo, provee intrínsecamente de bienestar a las personas. Sin embargo, cuando las personas no tienen suficiente tiempo para dedicar a estas actividades, es decir, tienen pobreza de tiempo, también pueden llegar a sufrir efectos adversos en su bienestar. Por ejemplo, ^{Bird & Fremont (1991)} utilizaron una encuesta de tiempo aplicada en Estados Unidos y encontraron econométricamente que el tiempo dedicado al ocio, sobre todo el ocio activo, estaba relacionado positivamente (y decrecientemente) con la salud percibida de una persona. La falta de tiempo para el sueño también puede tener consecuencias importantes para la salud. Con experimentos, se ha demostrado que la falta frecuente de 7 h de sueño por la noche conlleva a disfunciones cognitivas y trastornos del estado de ánimo. La falta de sueño también está asociada con obesidad, enfermedades del corazón y la muerte (^{Banks & Dinges, 2007}). La pobreza de tiempo puede impedir a las personas de participar en actividades sociales, al marginar la posición de esa persona en la sociedad. Por otra parte, el uso desmedido del tiempo dedicado al trabajo puede producir también estrés y efectos negativos en el bienestar de las personas. En una revisión de la literatura, ^{Sparks, Cooper, Fried, & Shirom (1997)} confirman que hay evidencia suficiente que relaciona las horas de trabajo con la salud psicológica y física de las personas.

La pobreza de tiempo puede ser consecuencia de la carga excesiva que demanda el trabajo remunerado o al exceso del trabajo no remunerado que afecta principalmente a las mujeres, debido a la desigual distribución de tareas reproductivas entre ellas y los hombres. La asignación del tiempo a estas actividades depende de decisiones basadas en restricciones monetarias, pero también a presiones sociales, normas sociales, preferencias sociales y otros recursos tales como las redes sociales y la provisión de servicios de cuidado infantil.

México es un país en el que la privación de tiempo afecta a una gran proporción de la población. De acuerdo con el Índice de Mejor Vida (Better Life Index) que calcula la Organización para la Cooperación y Desarrollo Económicos (^{OCDE, 2017}) con datos de 38 países¹, en México casi el 30% de los empleados tiene un horario de trabajo muy largo, una de las cifras más altas de la OCDE, donde el promedio es de 13%. Así mismo, el promedio de horas dedicado al ocio y al autocuidado es de 12.75 h a la semana, el más bajo de todos los países incorporados en el índice. De igual forma, es muy distinto al promedio de la OCDE, 14.9 h a la semana y de países con niveles de desarrollo similar, tales como Brasil (14.5 h) y Sudáfrica (14.73 h).

Dada la importancia que la privación de tiempo tiene en el bienestar de las personas y a la carencia de tiempo que tienen los mexicanos, es importante cuantificar e identificar a las personas que tienen este tipo de pobreza para hacer visible esta falta de bienestar y analizar cómo evoluciona en el tiempo. Con este punto de partida, e investigando a mayor profundidad las causas de estas privaciones, se pueden crear políticas y programas encaminadas a mejorar el bienestar de las personas. Estas pueden estar relacionadas con la restructuración de las jornadas laborales, mejorar los medios de transporte para evitar el congestionamiento en el tráfico, proveer de servicios de cuidado de los hijos, proporcionar permisos de paternidad, promocionar el involucramiento de los hombres en las labores domésticas, etcétera.

El objetivo de este artículo es calcular la pobreza de tiempo de los mexicanos y analizar los factores que inciden en este tipo de pobreza. Esto dará pie a que se visibilice la trascendencia de este tipo de privación y se valore contar con datos y mediciones apropiadas para cuantificarla.

Para lograrlo, es necesario contar con un método adecuado para medir este tipo de pobreza. Se propone que la medición de la pobreza de tiempo a nivel individuo planteada por ^{Bardasi & Wodon (2006)} es el más conveniente. Se utiliza la medición a nivel individual, ya que a pesar de que el tiempo se distribuye dentro del hogar, la experiencia de la privación de tiempo, al igual que los efectos en el bienestar, se experimentan a nivel individual.

Con este fin, se emplea la Encuesta de Uso de Tiempo (Enut) 2014. Se estima también una regresión Logit para analizar qué tanto influyen factores sociodemográficos en la probabilidad de que un individuo sea pobre de tiempo. El artículo inicia con una discusión teórica de la pobreza de tiempo, luego ahonda en los métodos y por último se describen los resultados.

Materiales y Métodos

Se utiliza la metodología propuesta por ^{Bardasi & Wodon, (2006)}, quienes aplican los conceptos y técnicas tradicionales para el análisis de la pobreza de ingreso o consumo a la pobreza de tiempo. De esta forma, se utilizan medidas de la pobreza de la clase ^{Foster, Greer & Thorbecke (1984)}. La primera de esta clase de medidas es el Índice de recuento e indica la proporción de personas pobres de tiempo, es decir, la proporción de personas que trabajan un número de horas por encima de cierta línea de pobreza z. Este índice se calcula de la siguiente manera:

Donde n=población total y q= población pobre.

Por otra parte, la brecha media de ingresos representa la distancia media que separa a la población de la línea de la pobreza, con los no pobres, por lo que tiene una distancia de cero.

Donde z=línea de la pobreza y t _i =tiempo medio de los pobres de tiempo.

La brecha media de ingresos mide el déficit de tiempo de toda la población, incluso indica la cantidad de tiempo que debería ser transferido a todos los individuos que son pobres de tiempo mediante perfectas “transferencias de tiempo”. Estas pueden ser logradas por ejemplo mediante subsidios para el cuidado de los hijos de familias que trabajan.

Al determinar una línea de la pobreza debe de considerarse si se establece una línea de pobreza absoluta o una relativa. Una línea de pobreza relativa ata el umbral a un indicador que puede moverse en el tiempo si la sociedad cambia en cuanto a tecnología, normas, edad de retiro, esperanza de vida, etc. Si toda la población empieza a trabajar más horas, entonces el umbral aumenta. Por otra parte, la pobreza absoluta asume un mínimo de nivel de subsistencia dedicada a actividades, independientemente de características individuales o del hogar y permite que estos sean los que determinan la pobreza. Sin embargo, la composición de cantidades de tiempo necesarios para esas actividades básicas, pueden ser consideradas como subjetivas. Hay algunos estándares que pueden ser establecidos por la ciencia (por ejemplo, un mínimo de horas de sueño al día) y otros un poco más normativos como el ocio (^{Williams, Masuda & Tallis, 2016}).

Para determinar la línea de la pobreza, se utilizan dos medidas relativas y una absoluta. Al igual que ^{Bardasi & Wodon (2006)}, se utiliza la línea de pobreza de tiempo equivalente a 1.5 veces la mediana de las horas de trabajo de los individuos, etiquetada como Pobreza R. y otra línea de la pobreza que equivale a 2 veces la mediana, que es etiquetada como Pobreza E. Adicionalmente, ^{Vickery (1977)} establece como norma de tiempo mínimo necesario para el mantenimiento físico y mental sano de una persona, 81 h a la semana (7.6 h diarias para dormir, 0.3 para descansar, 1.2 para comer, 1.1 para cuidados personales y 10 h de tiempo libre a la semana). Se toma este número de horas para obtener una línea absoluta de pobreza, y se denomina Pobreza V.

Se utilizó la Encuesta de Uso de Tiempo (ENUT) 2014, levantada por el Instituto Nacional de Estadística y Geografía ^{(INEGI) (2014)} para hacer una medición de la pobreza de tiempo. Esta encuesta es representativa a nivel nacional y recoge información para medir el tiempo que los individuos dedican al trabajo (remunerado o no), así como a sus actividades de subsistencia y bienestar.

De los datos, se utiliza información de la población económicamente activa, es decir, la población de 15 años y más. En este estudio se homologa la medición de trabajo con el considerado por la OCDE. De esta forma, se considera como tiempo total de trabajo a las actividades en unidades económicas (incluido el traslado), las actividades de trabajo doméstico, el trabajo de cuidado, y el estudio.

Adicionalmente, para conocer en qué medida influyen factores sociodemográficos en la probabilidad de que una persona sea pobre de tiempo, se estima una regresión Logit. Se emplea la notación y explicación de ^{Rodríguez (2007)}. De esta forma definimos la variable y _i , tal que:

La variable y _i es la realización de una variable aleatoria y _i , que toma valores entre cero y uno con probabilidades π_i y 1-π_i-. El objetivo es deducir la probabilidad π_i que depende de un vector de características observables x _i . De esta forma modelamos π_i de manera que sea una función lineal de

Donde β es un vector de coeficientes de la regresión. Debido a que los valores de π_i y 1-π_i-, tienen un valor entre cero y uno, se hace una transformación lineal de las variables. De esta manera, en un primer paso, se convierte la probabilidad π_i al odds ratio (coeficiente de riesgo) que es definido como el ratio entre la probabilidad a su complemento, es decir, el ratio de casos desfavorables a favorables.

En un segundo se obtienen los logaritmos:

Así, mientras la probabilidad se acerca a cero, el odds se aproxima a cero y el logit a -∞. En el otro extremo, cuando la probabilidad se acerca a uno, el odds se aproxima a +∞ al igual que el logit. Por lo tanto, tenemos ahora una variable dependiente cuyo rango de valor se encuentra entre -∞ y +∞.

Ahora, suponemos que la variable dependiente es aleatoria con distribución binomial Y_i~B(n_i,π_i), con un denominador binomial n _i y probabilidad π_i.

Especificamos que el Logit de la probabilidad π_i es una función lineal de los predictores.

Donde x _i es el vector de variables explicativas, y β es el vector de coeficientes de la regresión. Esta regresión se estima por la técnica de máxima verosimilitud.

El coeficiente β_j representa entonces, el cambio en el logit de la probabilidad asociado con el cambio de una unidad en el predictor j, cuando se mantienen constantes todos los demás predictores. Al sacar los exponentes, encontramos que los odds para la unidad i están dados por:

Por lo tanto, un cambio en el predictor j , manteniendo las demás variables constantes, cambiaría los odds por exp{β_j }.

Resultados

Todos los resultados se refieren a la Encuesta Nacional de Uso de Tiempo, ENUT, 2014, por lo que son representativos a nivel nacional y en esa fecha. En la Tabla 1, se muestra el promedio de horas que la población mayor de 15 años dedica a distintas actividades a la semana, por tipo de actividad. En promedio se dedica un mayor número de horas al sueño, seguido por las de mercado y las domésticas.

En la Tabla 2, se muestran los resultados del cálculo del índice de recuento de la pobreza de tiempo para México en el 2014. Al utilizar el umbral absoluto, se encuentra que casi el 30% de la población trabaja más de 86.6 h a la semana, lo que representa en promedio trabajar 12.37 h, los siete días de la semana. Por otra parte, más de una en cuatro personas, tiene pobreza de tiempo si utilizamos la medida de pobreza relativa de 1.5 la mediana del tiempo que la población dedica al trabajo. Estas personas cuentan con menos de 10 h al día en promedio para dormir, comer, asearse y tener actividades de esparcimiento y deportivas. Por último, el porcentaje de personas que tienen una pobreza de tiempo disminuye, pero sigue siendo elevado, cuando se considera una medición de pobreza con un umbral todavía más alto, equivalente a dos veces la mediana del tiempo de trabajo de la población. Este umbral representa en promedio, tener 6 o menos horas al día, los siete días a la semana para todas las actividades de recreación y autocuidado (incluido el sueño), por lo que este tipo de privación de tiempo puede tener serias consecuencias en la salud física y mental de las personas.

El índice de la brecha de la pobreza V. indica, que la transferencia de tiempo necesario para que todos los pobres de tiempo salgan de la pobreza, equivale a 9.93% del umbral de pobreza. Este indicador va disminuyendo conforme va aumentando el umbral de pobreza de tiempo.

El que una persona tenga pobreza de tiempo dependerá de sus condiciones sociodemográficas y económicas. En la Tabla 3 se muestra la prevalencia de la pobreza de tiempo dependiendo de las características de las personas como su sexo, su edad, su etnicidad, su estado civil, su nivel educativo, si vive en una zona rural o urbana, si hay en su hogar menores de 3 años, si hay menores de 12 años, si hay un enfermo y el quintil del ingreso del hogar per cápita al que pertenece.

En la tabla se observa que personas con ciertas características pueden tener un índice de recuento o mucho más alto o mucho más bajo del promedio. Por ejemplo, el índice de recuento de las mujeres del rango de 30 a 35 años, puede aumentar para ser incluso del 53% en la brecha de pobreza V, de 43.9% en la pobreza R., y 20.50% en la Pobreza E. Es decir, una en cada cinco mujeres de este rango de edad tienen pobreza extrema de tiempo. Otro caso interesante es el de las personas con posgrado, el 38.2% tiene una brecha de pobreza V y si estas son mujeres, el porcentaje aumenta a 43.9%. De igual forma, 19.4% (una en cada cinco) mujeres con posgrado, tienen privación de tiempo extrema.

De la tabla se desprende también que hay claros patrones entre la pobreza de tiempo y las condiciones sociodemográficas seleccionadas. No obstante, todas estas condiciones están interrelacionadas, por lo que el interés es el de investigar cómo influye cada una, cuando se quedan constantes las demás. Por este motivo se estimó una regresión logística para indagar cómo intervienen las características sociodemográficas descritas anteriormente en la probabilidad de que una persona sea pobre de tiempo. Se usan las tres medidas de pobreza de tiempo.

En un primer modelo se incluyen todas las características sociodemográficas y no se incluye medida alguna de ingreso. En un segundo modelo se incorpora el logaritmo natural del ingreso per cápita del hogar. El ingreso per cápita del hogar incorpora tanto el ingreso laboral de los miembros del hogar como transferencias e ingresos distintos al trabajo como la jubilación o la pensión, el alquiler de inmuebles, los intereses bancarios, etc. Los resultados de este modelo deben de tomarse con precaución ya que es muy probable que exista endogeneidad debido a sesgo por simultaneidad. Cuando un individuo elige el número de horas que va a trabajar, elige al mismo tiempo su ingreso, e incide en el ingreso per cápita del hogar.³ En un tercer modelo se incluye el quintil del ingreso per cápita del hogar. Se asume que al introducir el ingreso per cápita de esta forma, se reduce el efecto de la endogeneidad. Una persona que decide trabajar menos horas a la semana disminuyendo así su ingreso, difícilmente lo hará a tal grado que cambie de quintil, al menos que se encuentre muy cerca de la línea de ingreso entre un quintil y otro. Además, como se observó en la sección anterior, hay un claro patrón en la proporción de personas pobres de tiempo en cada uno de los quintiles⁴.

Por otra parte, debido a los roles y normas sociales de género, hay una clara distinción entre hombres y mujeres en el efecto que tiene cada uno de los factores sociodemográficos en la probabilidad de que sean pobres de tiempo. Por lo tanto, se estimó una regresión para hombres y otra para mujeres. Los cuadros de resultados se presentan en el apéndice.

Antes de describir el efecto de cada una de las variables sociodemográficas, se analizan las pruebas del modelo. La prueba chi cuadrada es significativa, por lo que el modelo explica significativamente la variable “pobreza de tiempo” Sin embargo, la pseudo R cuadrada, que indica la variabilidad de la variable pobreza de tiempo, que es explicada por el modelo, es bajo, aunque es mayor para las mujeres. Esto nos indica que hay gran parte de la pobreza que todavía no es explicada por el modelo. Por otra parte, todos los coeficientes son significativos ya que tienen un valor P menor al 5%.

En primer lugar, se analizan las diferencias en el efecto que tiene vivir en una localidad rural o urbana en la probabilidad de ser pobre de tiempo. Hay una diferencia estructural entre las actividades que se realizan en las zonas urbanas y las rurales. De acuerdo con resultados que obtienen ^{Pacheco & Florez (2014)}, quienes utilizan la Encuesta Nacional de Uso de Tiempo (ENUT) 2009, en las zonas rurales se dedica más tiempo a las actividades primarias y a las actividades de producción para el autoconsumo de los hogares como la siembra y el cultivo, la recolección de frutos, la pesca, la caza y la recolección de leña. Dadas estas diferencias estructurales, se analiza si es en las zonas urbanas o rurales donde los individuos tienen una mayor probabilidad de ser pobres de tiempo. Los resultados de la regresión indican que es en las zonas urbanas, pero solo en el caso de la brecha de pobreza extrema⁵. Además, el odds ratio no es muy alto, varía entre 1.08 y 1.12 en hombres y 1.05 y 1.13 en mujeres, por lo que vivir en zonas rurales aumenta, pero en poco la probabilidad de ser pobre de tiempo.

Además, también hay diferencias de uso de tiempo entre hombres y mujeres de zonas rurales y urbanas. Los hombres en las zonas urbanas participan y dedican más tiempo al trabajo no remunerado que los hombres en zonas rurales. Así mismo, en zonas rurales, se replican más los estereotipos de la división sexual del trabajo, que se expresan en cargas de trabajo doméstico muy elevados para las mujeres (^{Pacheco & Florez, 2014}). De acuerdo con los resultados de la regresión, las diferencias llevan a que el efecto de vivir en una zona rural en la probabilidad de ser pobre de tiempo sea mayor para las mujeres que para los hombres, solo en las brechas pobreza V. y pobreza R. En cambio, en la brecha pobreza E. no existe gran diferencia entre sexos.

Por otra parte, los indígenas tienen un mayor nivel de pobreza de ingreso. De acuerdo con el Consejo Nacional de Evaluación de la Política de Desarrollo social (^{Coneval, 2017}) en el 2016, el 77.6% de los indígenas eran pobres de ingreso y tenían en promedio 2.9 carencias. En cambio, el 45.5% de la población no indígena era pobre y contaba en promedio con 2.1 carencias. Por lo tanto, se indaga si los indígenas también tienen en mayores privaciones en la dimensión de tiempo. Para este caso, se consideraron indígenas a aquellos que se identificaban como indígenas o que hablaran una lengua indígena.

Resultados de la regresión indican que ser indígena aumenta la probabilidad de que una persona sea pobre de tiempo. La probabilidad aumenta más para hombres que para mujeres. Curiosamente, a medida que la línea de pobreza es más estricta, va aumentando en los hombres la probabilidad de tener pobreza de tiempo si se es indígena, mientras que para las mujeres va disminuyendo.

La edad es también un factor importante de la pobreza de tiempo. Regresando a la tabla 3, se desprende que un mayor porcentaje de personas en edad reproductiva, de los 25 a los 39 años, tiene privaciones de tiempo. Aunque en todos los grupos de edad, un mayor porcentaje de mujeres que de hombres son pobres de tiempo, es en esta etapa de la vida, en la que la brecha entre sexos es más pronunciada, con casi 20 puntos porcentuales de diferencia entre la pobreza de tiempo de las mujeres y la de los hombres. Es justo en la etapa reproductiva que las mujeres dedican más tiempo a la denominada “doble jornada de trabajo” (^{Hochschild & Machung, 1989}), ya que es cuando más tiempo tienen que dedicar al cuidado de los hijos.

Debido a que la edad tiene un efecto con tendencia parabólica en la pobreza de tiempo (aumenta hasta llegar a un máximo para después disminuir), esta variable se incluye de forma cuadrática en la regresión. Los resultados de la regresión indican que efecto de la edad en la pobreza de tiempo es mayor en las mujeres que en los hombres. Por cada año de vida adicional, el odds ratio de los hombres va aumentando entre 1.06 y 1.08 mientras que el de mujeres esta cifra oscila entre 1.11 y 1.14. La edad en el que la probabilidad de ser pobre de tiempo es el máximo, (cuando se mantienen las demás variables constantes) se encuentra en el rango de 35 a 40 años, como se puede observar a continuación en la Tabla 4.

Por otra parte, al analizar cómo influye el nivel educativo en la probabilidad de ser pobre de tiempo, en los resultados de la regresión, se observa que, a mayor nivel educativo, aumenta la probabilidad de ser pobre de tiempo⁶ tanto en hombres como en mujeres, aunque el efecto es mayor en estas últimas. Este resultado es contra intuitivo. El tipo de trabajo que obtienen las personas con mayor nivel educativo podría estar detrás de este efecto, pero hace falta un mayor análisis para llegar a esta conclusión.

Además, el efecto de cada nivel educativo disminuye, para ambos sexos, cuando se incluye el ingreso del hogar y los quintiles de ingreso. Esto ocurre debido a que parte del aumento del ingreso en el hogar se debe a un mayor nivel educativo de la persona. En el primer modelo, el nivel educativo tiene un efecto debido al ingreso y otro autónomo.

También se obtienen resultados interesantes al analizar el efecto del estado civil en la probabilidad de que un individuo sea pobre de tiempo. Tanto para hombres como para mujeres, cualquier estado civil en comparación con la soltería incrementa la probabilidad de tener privación de tiempo. Este incremento es mayor para las mujeres que para los hombres⁷. Para los hombres, el estado civil que mayor efecto tiene en la probabilidad de tener privación de tiempo es estar casado, mientras que para las mujeres es el estar separadas. Es importante mencionar que estos resultados se obtienen incluso al controlar por la presencia de niños en el hogar.

Los resultados de ^{García & Oliveira (2005)} ayudan a explicar este resultado. Las autoras encuentran que las mujeres jefas de familia en la Ciudad de México y Monterrey con hijos dependientes debido a una separación, divorcio, abandono masculino o embarazo en mujeres jóvenes asumen frecuentemente la responsabilidad de proveer recursos económicos para la manutención de su familia y al mismo tiempo dedican igual o más esfuerzo que las mujeres casadas a realizar las tareas domésticas del hogar. Por el otro lado, las autoras indican que cuando los hombres se separan, es común que se desvinculen de sus responsabilidades debido a factores económicos, culturales y subjetivos, entre los cuales se destaca la fortaleza del vínculo social entre la madre y los hijos, la ausencia de sanciones efectivas contra los padres que no aportan a la manutención familiar y las dificultades crecientes que enfrentan los hombres para obtener empleos satisfactorios y ser proveedores económicos.

De la mano con los resultados previos, no sorprende encontrar en la regresión que la presencia de hijos o enfermos en el hogar aumenta la posibilidad de ser pobre de tiempo. El mayor efecto lo tiene el tener hijos menores de tres años, el segundo, tener hijos menores de 12 y, por último, tener un enfermo en casa. Debido a los roles de género dentro del hogar, que responsabilizan a las mujeres de las tareas de cuidado, no extraña que el efecto de estas variables sea mayor en las mujeres.

Se analiza también que tan relacionada está la pobreza de tiempo con el ingreso per cápita del hogar. Como puede observarse en la tabla 3, hay personas de todos los quintiles que son pobres de tiempo. Por lo tanto, hay personas que incluso son afluentes de ingresos y que de todas formas tienen privaciones de tiempo. La falta de tiempo para el autocuidado y el ocio implica una pérdida de bienestar, incluso aunque esto lleve a tener suficiente o abundante ingreso, por lo que es importante visibilizar este fenómeno para toda la población y no solo para los pobres de ingreso.

Se examina entonces cuál es la relación entre el ingreso per cápita del hogar y la probabilidad de ser pobre de tiempo. En la regresión del modelo 2, observamos que el ingreso per cápita tiene un efecto positivo en la probabilidad de tener privación de tiempo. Este tiene un mayor impacto para hombres que para mujeres. Este hallazgo también va de acuerdo con los roles por sexo que responsabilizan a los hombres de ser los principales proveedores económicos del hogar. Sobresale que el ingreso tiene un menor efecto entre más estricta sea la línea de pobreza de tiempo.

El patrón del efecto del ingreso en la probabilidad de la pobreza de tiempo es interesante también cuando se analiza por quintiles. El efecto de cada quintil en hombres y mujeres, cuando se utiliza la línea de pobreza V. y de pobreza R., es similar. La probabilidad aumenta del primer quintil al segundo, se queda igual en el segundo y el tercero y vuelve a incrementar para el cuarto y quinto. En la línea de pobreza extrema, aumenta del primero al cuarto y vuelve a disminuir en el quinto quintil. En el caso de los hombres, disminuye al mismo nivel que tienen los del tercer quintil, pero para mujeres disminuye de tal medida que incluso es menor que el que tienen las mujeres en el segundo quintil. Esto indica que las personas a cierto nivel de ingreso pueden darse el lujo de sustituir ocio por tiempo.

Discusión

En este artículo se presenta una medición individual de la pobreza que es independiente del ingreso. El que varias características individuales sean determinantes de la probabilidad de tener una privación de tiempo da cuenta de la importancia de no agregar esta medida a nivel hogar. Cada uno de los miembros de un hogar experimentará de forma personal e intransferible este tipo de privación, que depende en gran medida de sus peculiaridades y de las normas sociales imperantes en una sociedad.

El sexo de una persona es sin duda el rasgo individual más importante, ya que influye no solo en la probabilidad de ser pobre de tiempo, sino en cómo influye cada factor sociodemográfico en este evento. Roles sociales de género indican por un lado que las mujeres son las responsables de las labores domésticas y del cuidado de los hijos, enfermos y ancianos; y prescriben que los hombres son los principales proveedores económicos del hogar. Esto lleva a que existan importantes diferencias estructurales en la forma en que cada uno usa el tiempo. A las mujeres les influye más en la probabilidad de ser pobre de tiempo aquellas características que tienen que ver con la reproducción, mientras que a los a los hombres las relacionadas con las actividades concernientes al ingreso.

Hay personas de todos los niveles de ingreso, incluso a niveles muy altos, que tienen privación de tiempo, esto no implica que no deba de prestarse atención a este fenómeno. El que una persona tenga un ingreso holgado, no significa que pueda escoger tener más tiempo para el ocio y el autocuidado. Es posible que tengan un horario de trabajo extenuante (y que permanezca el mismo, aunque se cambie de empresa) o que en el caso de las mujeres madres solteras se tenga una doble jornada, es decir, lleguen de su empleo para dedicarse al trabajo doméstico.

Es muy difícil medir la autonomía del uso del tiempo, por lo que es complicado conocer si una persona es pobre de tiempo debido a que así lo eligió (como por ejemplo un científico que obtiene placer de trabajar), en comparación con alguien que no tiene oportunidad de trabajar menos. Dentro del enfoque de capacidades, lo que importa es que los individuos tengan la libertad y la oportunidad de asignar el tiempo a aquellas actividades que ellas valoren. Sin embargo, se mide un funcionamiento logrado, la manera en que las personas usan finalmente el tiempo.

En la práctica no es tan sencillo medir las capacidades en lugar de los funcionamientos. Como explica ^{Comim (2001)}.

Tal vez, la más importante (e intrigante) característica que influye en la operacionalización del enfoque de Capacidades (mediante el uso de medidas empíricas) es su naturaleza contrafáctica. La capacidad puede ser alta, pero por alguna razón, los individuos pueden escoger no actualizarla; o pueden escoger tener más de un cierto tipo de libertad que de otra no. Debido a que la base informativa de la evaluación incorpora elecciones y escenarios contra fácticas, no corresponde con la base informativa derivada de la observación empírica o hechos.

Esto presenta un problema, ya que implica que debe tomarse en cuenta la medida de una hipótesis que no ha ocurrido nunca, y puede ser que nunca ocurra. En la mayoría de los casos, las encuestas estadísticas recolectan información de lo que realmente sucedió en lugar de hechos que pudieron haber ocurrido o que sea posible que ocurran.

Es importante buscar formas de medir de manera más precisa la autonomía entre el uso del tiempo de los individuos. Por ahora, esto no es posible con la información recolectada por la Encuesta Nacional del Uso del Tiempo. No obstante, una medición de la pobreza de tiempo basada en el tiempo que los individuos destinaron nos da, de todas formas, información importante del tiempo resultante que los individuos tienen para disfrutar de actividades de ocio y autocuidado, independientemente si se escoge voluntariamente estar en esa posición afecta adversamente el bienestar físico y mental. Además, incluso si una persona elige tener poco tiempo para el ocio, puede deberse a normas sociales y patrones culturales que influyen en que las personas prefieran bienes materiales (como en el caso Estados Unidos) o destacar profesionalmente (como en el caso Japonés), que al bienestar que viene con dedicar el tiempo al ocio y autocuidado.

Cabe mencionar que este artículo da una primera aproximación a la pobreza de tiempo en México. No obstante, todavía hay mucho que investigar en cuanto a características laborales, de transporte al trabajo y de las labores de domésticas y de cuidado, para entender mejor los motivos que llevan a que en México un alto porcentaje de la población experimente este tipo de privación. Sin embargo, el presente artículo sienta las bases para empezar a visibilizar este fenómeno, que es importante atender.

Conclusiones

Actualmente, se reconoce cada vez más que el bienestar de las personas no solo debe enfocarse en el ingreso, sino en lo que logran ser o hacer con su vida. El poder disfrutar de actividades recreativas, de socializar con otros, el dormir y el autocuidado son dimensiones importantes del bienestar. Por lo tanto, es fundamental que se reconozca a nivel político y académico la importancia de esta dimensión del bienestar. El tener indicadores que midan la incidencia de la pobreza de tiempo, ayudan a reconocer qué tan permeado está que algunos individuos no puedan disfrutar de estos funcionamientos.

En segundo lugar, el reconocimiento del problema evidencia la necesidad de crear políticas enfocadas a disminuir las privaciones de tiempo. Esto puede lograrse en el ámbito laboral al regular horarios de trabajo extenuantes (y generalmente ya improductivos). Pueden mejorarse también las condiciones y tempo de traslado de las personas al trabajo.

En tercer lugar, es claro que son las mujeres quienes sufren de mayores privaciones de tiempo de ocio y autocuidado debido a su rol social de género. En este caso, es importante no solo que el estado apoye en la realización de estas tareas con infraestructura y servicios adecuados en el hogar, así como con guarderías y servicios de cuidado de enfermos, sino también promover la responsabilidad compartida de estas labores con los hombres.

En cuarto lugar, es necesario contar con estadísticas más frecuentes y precisas de uso de tiempo de los mexicanos. Los datos de la Encuesta Nacional del Uso del Tiempo (ENUT) podrían ser más exactas. Actualmente, la información se recopila por medio de una encuesta. Las personas tienen que recordar el tiempo que dedicaron a distintas actividades en la semana anterior, lo que lleva a estimaciones desacertadas de su uso del tiempo. Un mejor método para recopilar información es el uso de diarios. Otra desventaja de levantar la información por medio de encuestas es que no se obtiene información sobre actividades que se hacen al mismo tiempo (multitasking). Por ejemplo, alguien puede cocinar y al mismo tiempo cuidar a sus hijos (^{Floro & Miles, 2003}).

Un aspecto básico del cuidado, es que solo una pequeña proporción del tiempo dedicado a esta actividad es considerada como una actividad principal (^{Ironmonger, 2003}). Esto ha sido confirmado repetitivamente por distintos estudios (^{Floro & Miles 2003}; Folbre & Yoon, 2008). Como tal, esta es una de las actividades que sufre de subestimación debido a la falta de recopilación cuidadosa de actividades que se traslapan y actividades secundarias. Así mismo, el cuidado además de una actividad es una responsabilidad y restringe el tiempo de los adultos, a pesar de que no se provea tiempo per se (Folbre & Yoon, 2008).

La forma en la que se levanta información en la ENUT puede traer errores de medición de la pobreza de tiempo. Sin embargo, hasta ahora es el único instrumento en México con el que se pueden obtener estimaciones de tiempo con representatividad a nivel nacional.