Increase and pauperization of feminine employment in Mexico

Eduardo Loría, Juan C. Márquez y Emmanuel Salas

Universidad Nacional Autónoma de México.

 
Recibido: el 13 de diciembre de 2010 ]]> Aprobado el 14 de septiembre de 2011.

Resumen

Estimamos los determinantes de largo plazo del empleo femenino en el mercado laboral mexicano (2000.II-2009.IV) mediante la técnica de corrección de error estructural (SVEC) que se deriva de la identificación de un sistema cointegrado estimado por el procedimiento de Johansen. Encontramos varios aspectos muy relevantes. Por un lado, existe una fuerte y rápida inserción de las mujeres en el mercado laboral y así también una tendencia a la precarización del empleo femenino en la medida que los nuevos puestos laborales recaen centralmente en la informalidad. Por otro lado, que la ocupación formal masculina no desplaza a la de las mujeres; por el contrario parece existir un efecto positivo de ese grupo sobre éste. Por último, encontramos una relación negativa entre el desempleo y la ocupación de las mujeres, lo cual sería un símil de la ley de Okun (1962) en el sentido de que el desempleo reduce el crecimiento y éste a su vez la ocupación en el largo plazo.

Palabras clave: cointegración, procedimiento de Johansen, vector corrector de error estructural (SVEC), precarización del empleo.

Abstract

We estimate the long run determinants of total female employment in the Mexican labor market (2000.II-2009.IV) by the technique of structural vector error correction (SVEC). On the one hand, we found that there is a strong and rapid integration of women into the labor market and also a tendency for women to insert in the informal sector. On the other hand, masculine employment does not displace that of women; on the contrary, it seems to be a positive effect of masculine employment on the latter. Finally, we found a negative relationship between unemployment and employment of women, which would be a proxy of Okun's Law (1962) in the sense that unemployment reduces growth and this in turn occupation.

Keywords: co-integration, Johansen procedure, structural vector error correction (SVEC), precarious employment.

Introducción

Es de la mayor importancia medir el impacto que tuvo la recesión de 2001-2003 sobre el mercado laboral mexicano y la que ha tenido y tendrá la gran crisis mundial de 2008-2009. No sólo lo es por los impactos inmediatos y de largo plazo sobre las variables sociales que se le asocian, sino porque de acuerdo con la ley de Okun¹ (1962), en el largo plazo a mayor desempleo habrá menor crecimiento y así sucesivamente.

Este hecho se da considerando al desempleo por sexo y por tipo de ocupación (formal e informal) en México. Por otro lado, la precarización ha sido tema de análisis desde hace varias décadas, pero parece ser que hasta ahora ha adquirido una relevancia central, sobre todo en el sector femenino. Esto puede deberse a que es a partir del último decenio en que comienzan a cuantificarse de manera formal las series de desempleo y empleo por sexo y por estado.

A partir de 1990 existen los primeros acercamientos más formales al tema de la precariedad laboral en México. De acuerdo con Rojas y Salas (2005: 40):

los trabajos más representativos como un primer acercamiento al tema de precarización en esos años son los de Rendón y Salas (1992), donde se discute centralmente el impacto que tiene los bajos salarios en el aumento de la precarización. En Salas (2000) se encuentra un avance en la discusión teórica y empírica, mientras que García y Oliveira (2001a y 2001b), podemos encontrar una discusión sistemática de la calidad de los empleos durante la década de los noventa. A pesar de su importancia, estos trabajos cubren sólo algunos elementos de la precariedad laboral.

En este trabajo analizamos lo que ocurre en la ocupación formal femenina a partir del primer semestre del año 2000, que es cuando inician datos oficiales consistentes de la Encuesta Nacional de Ocupación y Empleo (ENOE). Por un lado, encontramos que la recesión de 2001-2003 afectó notablemente al mercado laboral mexicano en la medida en que los años siguientes aumentó notablemente la tasa absoluta y relativa de participación femenina, así como la precarización del empleo en hombres y mujeres.²

Otro hecho a destacar es que la brecha tradicional de desempleo por sexos tendió a cerrarse rápidamente desde el año 2008, lo cual parece explicarse a partir de que el sector femenino del mercado laboral mexicano ha reaccionado con una enorme flexibilidad, lo que ha permitido amortiguar las consecuencias sociales de las crisis y del bajo crecimiento que ya es característico en la economía mexicana desde la década de 1980. Estos cambios que son de reciente aparición deben tomarse en cuenta para estudios más detallados.

El interés central del trabajo consiste en encontrar los determinantes de largo plazo de la ocupación total femenina a partir de la identificación de las relaciones de largo y corto plazos siguiendo la técnica SVEC (Patterson, 2000). No obstante, debemos destacar que no pretendemos analizar los determinantes microeconómicos de la ocupación femenina tales como la productividad, los aspectos demográficos, el nivel educativo o factores institucionales como la seguridad social. Nuestro esfuerzo se realiza a nivel macro donde interesa ver si existe competencia directa por los puestos laborales entre hombres y mujeres y si existe relación del desempleo a la ocupación femenina.

El trabajo se divide en tres secciones. En la primera se analizan los principales hechos estilizados del mercado laboral mexicano desde 2000.I. En la segunda se describe la metodología econométrica del SVEC. En la tercera se estima el modelo y se discuten los resultados. Por último se recogen las principales conclusiones y se hacen algunas consideraciones analíticas.

Algunos hechos estilizados en el mercado laboral mexicano por sexo

En virtud de que no hay datos oficiales previos, el análisis empírico arranca en 2000.I.³ En la gráfica 1 se observa que entre 2000.I y 2008.III el desempleo femenino tradicionalmente fue superior al de los hombres, pero desde 2008.IV tienden a igualarse (ver gráfica 2).

Lo más notable es que este resultado se ha dado en presencia de un fuerte aumento de la tasa relativa y la tasa absoluta de participación de las mujeres, principalmente desde el año 2003 tal y como lo muestra la gráfica 3. Llama la atención que justo cuando México salió de la recesión de 2001-2003 esta tasa comienza a subir abruptamente, lo cual puede deberse no sólo a la tendencia natural de la dinámica del desarrollo que revela la mayor participación femenina en la economía, sino también a una fuerte caída en los ingresos de los hogares⁴ y cambios en el perfil de la configuración de las familias, lo que se puede relacionar directamente con el aumento de hogares liderados económicamente por mujeres. Para Zenteno (1993: 69):

]]> el aumento del sector informal está asociado con incrementos en la tasa de participación de las mujeres y adultos jóvenes, debido a la necesidad de compensar las reducciones de los ingresos reales de los hogares, o bien para proveer algún ingreso cuando el jefe del hogar está desempleado (Zenteno,1993: 69).

En la gráfica 4 se destaca que las mujeres han sido más propensas a ocuparse en el sector informal⁵ y los hombres a caer en el subempleo. En ambos casos se trata de precarización y flexibilización del empleo.⁶

De acuerdo con estos datos, parece que una de las características en los recientes años del mercado laboral mexicano y quizá es lo que hace que las cifras oficiales de desempleo sean muy bajas —a cualquier nivel de comparación— a pesar del lento crecimiento económico que se ha tenido desde la década de 1980 y de la fuerte caída en la producción en 2008-2009 (-6.1 por ciento).

En efecto, si analizamos la historia económica mexicana reciente, observamos que en crisis anteriores el desempleo creció mucho más que en 2009 a pesar de que el producto cayó menos. Por ejemplo, en los años 1983, 1995 y 2009 la caída del PIB fue de -3.49, -6.2 y -6.1 por ciento, mientras que el desempleo fue de 6.8, 6.27 y 5.47 por ciento, respectivamente, INEGI (varios años).

Estos datos sugieren que si bien el desempleo registrado oficialmente no ha crecido a tasas semejantes a las de países desarrollados o incluso de igual nivel de desarrollo que el de México, lo cierto es que se ha precarizado rápidamente, y dicha tendencia no parece que vaya a modificarse, sobre todo si consideramos que la economía mundial vive un contexto de desaceleración e incertidumbre y que la economía mexicana está creciendo a un ritmo muy lento.

Una característica importante de la precarización es el aumento del empleo informal: en términos absolutos, la población ocupada en el sector informal superó 12 millones de personas en 2009 y ha aumentado de manera considerable hasta representar cerca de 30 por ciento de la PEA (véanse gráficas 5a y 5b). De igual modo, si consideramos los datos de 2008.II que son los que muestran mejor desempeño desde 2005.I,7 11.⁷ por ciento de la población ocupada recibió hasta un salario mínimo, cifra que se elevó a 13.3 por ciento en 2010.II. Algo semejante ocurrió en quienes reciben entre uno y dos salarios mínimos, en virtud de que se elevó de 20.02 a 23.2 por ciento, respectivamente, ENOE (2010), véanse gráficas 6a y 6b.

Zenteno (op. cit) menciona que, a un nivel más global, la creciente informalidad se debe a la restructuración de la economía mundial y de los procesos productivos; efectos que son más notorios en los países emergentes y, a una escala más específica, es el resultado de varios factores, como son: i) los cambios de las relaciones de producción del país con el mundo, ii) las crisis económicas recurrentes, y iii) la incapacidad de mantener un alto y sostenido ritmo de crecimiento y, por lo tanto, de empleo total y de calidad.

A estas tendencias mundiales debemos añadir que las crisis producen aumentos en las tasas de desempleo y de subempleo, deterioro en los salarios reales, cambios en las relaciones laborales (por ejemplo, pérdida de poder de los sindicatos), flexibilidad laboral y brotes inflacionarios como los sufridos en el país en la década de los ochenta y en la segunda mitad de los años 1990.

Para Rendón (2010), la incorporación de las amas de casa al trabajo remunerado ha formado parte de las estrategias de sobrevivencia que despliegan las familias de escasos recursos para enfrentar la caída sistemática de sus ingresos reales provocada por la crisis. Así, la participación de las mujeres dentro del mercado laboral ha ido en aumento debido a su creciente nivel de escolaridad y la disminución de la fecundidad sobre todo en áreas urbanas.

Otro aspecto importante en la precarización del empleo femenino se debe a las diferencias salariales que existen respecto a los hombres. Para Brown y Domínguez (2010) estas diferencias no están determinadas por transacciones individuales en el mercado, sino por un proceso de fijación salarial económico, político y cultural enmarcado en un contexto institucional.

Para Samaniego (2010: 58), existe un generalizado deterioro de la calidad del empleo que puede medirse a través de los datos de acceso a la seguridad social, así como en el tipo de unidades económicas donde se concentran las nuevas ocupaciones, en los ingresos percibidos y en el número de horas trabajadas. Las ocupaciones con acceso a cualquiera de los sistemas de seguridad social disminuyeron en 326 mil personas entre el tercer trimestre de 2008 y el cuarto de 2009. Durante este período es notorio que los empleos generados carecen de seguridad social por lo cual el empleo generado es un empleo precario, mientras que por tipo de unidad económica disminuyó el empleo generado por las empresas y negocios formales, en tanto que el grueso de la nueva ocupación se dirigió al sector informal y al empleo doméstico, por lo que las nuevas ocupaciones se concentran en actividades precarias en donde el ingreso que se percibe se encuentra entre uno y dos salarios mínimos y, en algunos casos, es inferior a un salario mínimo.

Sin embargo, el incremento de la informalidad parece estar entrando a un punto de saturación en diversas áreas geográficas y sectores ocasionando que esta "válvula de escape" o "salida" se vaya restringiendo paulatinamente al igual que la otra "salida" tradicional que era la emigración de trabajadores a Estados Unidos (Samaniego, 2010).

Escobar (2010: 81), menciona que la caída del empleo ocasionada por la crisis mundial de 2009 no afectó por igual a hombres y mujeres, ya que el número de trabajadores ocupados (no necesariamente empleados por un patrón) aumentó mucho más lentamente que el de mujeres. Al mismo tiempo, el número de hombres desempleados aumentó mucho mas rápidamente que el de las mujeres, sugiriendo así que la crisis de 2009 afectó más a los hombres que a las mujeres. Sin embargo, para este autor, la feminización de la ocupación motivada por la crisis, no es una buena noticia porque esta tendencia advierte una precarización mayor del empleo. Además, sostiene que en situación de crisis los empleadores prefieren despedir más a hombres que a mujeres y contratar más a mujeres que a hombres. Dicho fenómeno puede apreciarse en el sector industrial ya que en dicho sector el número de hombres que perdieron su empleo casi triplicó al de las mujeres, mientras que en el sector terciario la ocupación de mujeres duplicó al de hombres, dato que es preocupante porque en el sector terciario está más asociado con el sector informal.

Escobar (2010: 82) menciona que un dato adicional del deterioro de la calidad del empleo se observa en el aumento del número de trabajadores con contrato temporal o sin contrato; así como la disminución del número de trabajadores de base o de tiempo indefinido.

Aspectos econométricos

Con la intención de hacer inferencia estadística de algunos de los hechos estilizados anteriores, a continuación nos concentramos en las variables que participan directamente en el modelo econométrico que usamos de base y que constituye nuestro sistema de información: y = f (potm, poth, posim, tdm). Donde: potm: población ocupada total de mujeres; poth: población ocupada total de hombres; posim: población ocupada del sector informal de las mujeres y tdm: tasa de desempleo de las mujeres.⁹

En virtud de que todas las variables son I(1)¹⁰ es pertinente usar el procedimiento de cointegración de Johansen (1988 y 1992), con lo cual podemos obtener las relaciones de largo plazo y el correspondiente modelo de corrección de error. Uno de los usos de esta técnica consiste en encontrar el número de relaciones de cointegración que existen, así como la estructura del mecanismo de corrección de error. Para tal efecto seguimos un cuidadoso proceso de marginalización (Hendry, 1997) y de libre imposición de restricciones en la matriz de coeficientes de ajuste. En este sentido, no partimos de una teoría a priori, sino que dejamos que los datos indiquen libremente los vectores de cointegración existentes y los mecanismos de ajuste dinámico. Es preciso mencionar que la teoría económica generalmente refiere relaciones de equilibrio de largo plazo, por lo que la dinámica específica de ajuste de los modelos corresponde mucho más al campo de las matemáticas y a la estructura de los datos.

El proceso de identificación que seguimos se hizo a partir de buscar libremente las restricciones sobre cada uno de sus vectores de corrección de error, sin ninguna consideración previa. En ese sentido Patterson (2000: 623 y 632) destaca que la falta de una teoría sobre los ajustes dinámicos necesariamente obliga a que en el análisis aplicado haya gran dependencia de la información contenida y sugerida por los datos.

La condición de necesidad exige que exista al menos un vector de cointegración, de lo que resulta que el rango de la matriz β'= r x k y que Yβ'Y_t-1 sea un vector r x 1 de términos rezagados de desequilibrio, Patterson (2000: 634). Los modelos SVEC especifican las propiedades de ajuste de corto plazo de los vectores de cointegración. Partiendo de la especificación del VEC irrestricto de Johansen (1) se premultiplica por la matriz de restricciones Φ de dimensión r x r con lo cual se logra identificar la matriz a de términos de corrección de error (2):

El número de restricciones impuestas en la matriz Φ que requiere un modelo para su exacta identificación es de k -1. En nuestro caso particular es de dos, lo cual implica que tenemos un modelo sobreidentificado y estadísticamente correcto debido a que la prueba de máxima verosimilitud no permite rechazar las restricciones impuestas [χ2(2) = 1.112 (0.573)], las cuales transforman a la matriz de términos de corrección de error a en la matriz α.

Estimación y discusión de resultados

De acuerdo con la prueba de la traza¹¹ se encontró un solo vector de cointegración. Al aplicar las restricciones en la matriz Φ¹² se identificó que la población ocupada total de las mujeres (potm) es la variable endógena del sistema de información. A través de los criterios de Akaike-Schwartz, Hannan-Quinn y dos variables Dummy de ajuste se encontró que el número óptimo de rezagos es 3, de lo que resulta que la ecuación estimada es:

Las restricciones en la matriz Φ permiten centrarnos en la velocidad de ajuste de corto plazo de la relación de largo plazo Φ−1 = αβ'Y_t-1, , además de indicarnos las variables a través de la que opera. Las restricciones adquieren la siguiente forma: R_iA_i = α₂₁= α₃₁= 0, las cuales son estadísticamente significativas [χ2 = 1.112 (0.573)], y permitieron encontrar los valores de la corrección de error:

El SVEC, además de pasar todas las pruebas de correcta especificación,¹³ muestra relaciones altamente relevantes para efecto de nuestros objetivos. Hay que mencionar que no incorporamos constante de regresión en virtud de que además de no ser estadísticamente significativa, al probar la bondad de ajuste y hacer las simulaciones históricas se observaron fuertes efectos de desplazamiento.

Llama la atención que el ajuste opera por la variable que estamos modelando (potm), pero también a través de la tasa de desempleo femenino e incluso con mayor fuerza: -0.0024 vs -0.0318. Por otro lado, contrario a lo que podría pensarse, no parece existir un desplazamiento de mujeres por hombres en el largo plazo, en virtud de que se reporta una elasticidad de 0.166. Esto sugeriría un efecto de complementación y no de rivalidad por los puestos laborales entre sexos, que probablemente esté hablando de segmentación pero al mismo tiempo de complementación de puestos y mercados laborales. Un segundo resultado relevante se refiere al fuerte peso de la población ocupada en el sector informal sobre la ocupación total (0.912) de las mujeres, lo que es un signo importante de la precarización del empleo femenino. Asimismo, encontramos que el aumento de la tasa de desempleo femenino afecta negativamente la dinámica de la ocupación formal. Este sería un símil de la ley de Okun en la medida que el desempleo afecta inversamente a la producción y por lo tanto a la ocupación formal en el largo plazo.

Finalmente, y con la intención de probar la capacidad de aproximación del modelo estimado al proceso generador de información, simulamos históricamente el sistema con las restricciones ya indicadas en niveles y primeras diferencias (gráficas 8 y 9). Observamos la gran capacidad de reproducción histórica de todas las ecuaciones, pero en particular de potm y tdm, que son precisamente sobre las que ajusta el modelo en el corto plazo.

Conclusiones

Con un modelo SVEC, a la vez encontramos los determinantes de largo plazo de la ocupación total de las mujeres e identificamos la dinámica de ajuste de corto plazo para el periodo 2000.II-2009.IV.

Destacamos los hechos estilizados globales del mercado laboral mexicano en términos agregados y también los que resultaron de nuestra estimación econométrica. Entre los más relevantes se encuentran los siguientes:

]]> 1. Para todo el periodo de análisis la ocupación femenina creció rápidamente de la misma forma que también lo hizo su tasa de participación en el mercado laboral.

2. La ocupación total femenina creció en forma acumulada 26 por ciento y la masculina sólo 9.8 por ciento.

3. Estas tendencias se han dado en presencia de un emparejamiento de las tasas de desempleo por sexo.

4. Sin embargo, debe enfatizarse que este proceso se ha dado junto con una fuerte tendencia a la precarización de las condiciones laborales. En el caso de las mujeres se refleja en crecientes niveles de informalidad y en los hombres de subempleo.

5. En las mujeres, la relación de empleos informales respecto al total pasó de 26 por ciento en 2000.II a 30 por ciento en 2009. IV; mientras que en el caso de los hombres, esta tasa se ha mantenido relativamente estable, en alrededor de 27 por ciento. Sin embargo, hay que destacar que si bien hasta 2003.IV la informalidad creció rápidamente en ambos grupos, en adelante en términos relativos evolucionaron en sentido contrario. Es decir, creció en las mujeres y se redujo en los hombres, hasta alcanzar la brecha más grande en 2009.IV (véase gráfica 10).

6. De esta suerte, parece que la recesión de 2001-2003 provocó fuertes cambios en el mercado laboral mexicano.

7. Contrario sensu a lo que podría pensarse, no parece existir un desplazamiento de ocupación femenina por masculina, en virtud de encontramos una elasticidad de 0.166, lo que podría sugerir algún tipo de segmentación y de complementación entre los empleos que se generaron para cada grupo.

8. Encontramos una importante relación negativa del desempleo femenino a la generación total de empleos del mismo sexo, lo cual puede estar altamente asociada al cumplimiento de la Ley de Okun.

La enorme inestabilidad económica internacional que se refleja en la volatilidad de los índices de las bolsas de valores y en los tipos de cambio, así como la frágil y lenta recuperación del crecimiento económico de Estados Unidos y de Europa, principales socios comerciales de México y países de origen de la inversión extranjera directa, hacen difícil pensar en una importante recuperación del crecimiento del producto en los próximos años, por lo que también lo es pensar que las tendencias que encontramos puedan modificarse. Lo más probable es que se acentúen aún más.

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Notas

* Centro de Modelística y Pronósticos Económicos (CEMPE), Fac. de Economía, UNAM. Este proyecto ha contado con el financiamiento del proyecto "Recesión y mercado laboral en México un análisis estructural, 1985-2020". PAPIIT IN-305711, DGAPA, UNAM. Agradecemos la asistencia de Daniela Tirado y Marco Romero. Los autores son los únicos responsables de lo que aquí se dice o se omite.

¹ La ley de Okun establece que cada punto adicional de desempleo cuesta dos por ciento al PIB. Evidencia empírica para México de dicha ley puede verse en Loría y Ramos (2007), Cortes e Islas-Camargo (2009).

² De acuerdo con la Secretaría del Trabajo (2010) el empleo precario se refiere a empleos que carecen de prestaciones, se rigen por contratos verbales y jornadas laborales que violan la ley, no perciben remuneraciones o reciben remuneraciones inferiores a dos salarios mínimos.

³ Las cifras oficiales de desempleo sin considerar sexo comienzan en 1985.1.

⁴ Esto bien puede deberse a la caída de los salarios reales percibidos por los hombres y también a que están quedando desempleados y subempleados (gráfica 4).

⁵ La Secretaría del Trabajo, op cit, define a este tipo de empleo como aquel que básicamente depende de empresas familiares que por su misma condición "no llevan una contabilidad completa que permita distinguir claramente sus actividades de producción y las demás de sus propietarios... también se incluye a trabajadores que, aunque no laboren en unidades informales, realizan su trabajo en condiciones de ausencia de vínculo con un empleador o por su cuenta sin contar con los permisos correspondientes. Al respecto Zenteno (1993) menciona que histórica y universalmente la participación femenina en el mercado de trabajo ha sido más desfavorable que la de los hombres.

⁶ Las estadísticas mexicanas consideran población ocupada a quienes están en ambas situaciones.

⁸ Salario más bajo que está dispuesto a aceptar una persona.

⁹ Todas las variables son oficiales y fueron obtenidas del INEGI a partir de datos trimestrales para el periodo de 2000.II-2009.IV. http://dgcnesyp.inegi.gob.mx/cgi-win/bdieintsi.exe/ Consultar Las variables en minúsculas indican logaritmos. (Véase gráfica 7).

¹⁰ Véanse pruebas de raíces unitarias en el anexo estadístico.

¹¹ Estadístico de la traza a 95 por ciento de confianza: 24.27 (0.098).

¹² Que en última instancia implican exogeneidad débil, Loría (2007, Caps. 6 y 12).

¹³ Autocorrelación: LM(5) = 23.81 (0.093); Normalidad (Urzúa) = 52.69 (0.563); Heterocedasticidad (N.C) = 305.57 (0.399).

Información sobre los autores

Eduardo Gilberto LORÍA DÍAZ DE GUZMÁN. Estudió Licenciatura en Sociología en la UNAM. Realizó la maestría en Economía en el CIDE. Hizó el Doctorado en Economía en la UNAM. Es profesor investigador en la División de Estudios de Posgrado de la Facultad de Economía de la UNAM. Es fundador y coordinador del Centro de Modelística y Pronósticos Económicos (CEMPE) de la Facultad de Economía, UNAM, desde 2001. Es miembro del Sistema Nacional de Investigadores desde 1987. Líneas de investigación: modelación macroeconométrica de la economía mexicana, Macroeconometría abierta Autor de Eudoxio: Modelo macroeconométrico de la economía mexicana y de Econometría con aplicaciones. Correos electrónicos: quijano6919@hotmail.com eloria@uaemex.mx

Emmanuel Gerardo SALAS GONZÁLEZ. Estudiante de doctorado en la División de Estudios de Posgrado, Facultad de Economía, UNAM. Doctorante adscrito al CEMPE, especialista en Econometría de series de tiempo y política fiscal. Profesor adjunto en la especialidad en econometría aplicada en la División de Estudios de Posgrado, Facultad de Economía, UNAM. Título de tesis: Determinantes de la prociclicidad en la política fiscal en México, 1970-2009. Líneas de investigación: modelación macroeconométrica de la economía mexicana, Política fiscal. Correo electrónico: salas.emmanuel@gmail.com