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1. Introducción
Dentro de la literatura marxista-feminista y feminista crítica se ha discutido ampliamente el salario familiar como una institución que organiza la división del trabajo por sexo y, en consecuencia, como uno de los determinantes de las brechas de sexo1 en el trabajo doméstico no remunerado (Carrasco, 2011; Federici, 2010; Hartmann, 1979; Molyneux, 1979). La característica principal de esta institución sería el desdoblamiento de la clase trabajadora en función de criterios de género: los hombres concentrarían el trabajo asalariado -productor de valor y plusvalor-, y las mujeres el trabajo no remunerado en los hogares -(re)productor de la fuerza de trabajo que necesita el capital (Duque, 2022b). Así, los hogares obreros se organizarían bajo la dualidad del hombre-asalariado-proveedor, por un lado, y la mujer-cuidadora-no-remunerada, por otro. Este ordenamiento, además, estaría avalado por toda una serie de instituciones adicionales como los sistemas de seguridad social (y el propio Estado del Bienestar), los sindicatos, la legislación laboral, la Iglesia católica, etcétera (Pérez, 2019).
Con la precarización y flexibilización laboral, propias de la etapa neoliberal del capitalismo contemporáneo (Astarita, 2016; Mariña, 2001), así como la creciente participación de las mujeres en el empleo remunerado, se planteó que la importancia del salario familiar se ha debilitado (Herrero, 2013; Humphries, 2009; Pérez, 2019). En efecto, para el caso de México, la participación de las mujeres en el trabajo remunerado, que era apenas de 13% en 1950, 16% en 1970 y 25% en 1981 (Christenson et al., 1989), había alcanzado el 40% en 2004 y se estimaba en 47% para 2023 (Banco Mundial, 2024).
Bajo este contexto, el objetivo de esta investigación es evaluar empíricamente el impacto que en la actualidad tiene el salario familiar sobre las brechas de sexo en el trabajo doméstico no remunerado de los hogares asalariados de México. Para ello se planteó un análisis en dos etapas: primero, a partir de los datos de la Encuesta Nacional de Uso del Tiempo (ENUT) de México 2014-INEGI (2016),2 es que se construye un indicador que permite medir la desigualdad de sexo en la distribución del trabajo doméstico no remunerado (TDNR) a nivel del hogar. Posteriormente, se realizó un análisis econométrico para evaluar el impacto del salario familiar sobre el indicador previamente construido (en presencia de varias variables de control).
El artículo está organizado de la siguiente manera: después de la introducción, en la segunda sección se presenta una revisión de la literatura marxista-feminista sobre las brechas de sexo en el TDNR y el salario familiar. En la tercera sección se estima el indicador de desigualdad de sexo en el TDNR (de ahora en adelante “indicador de desigualdad” por simplicidad) y se reportan algunos resultados estadísticos descriptivos. Posteriormente, en la cuarta sección, se muestra la estrategia econométrica (que emplea dos modelos complementarios: regresión lineal con MCO y regresión logística PROBIT) y se discuten los resultados empíricos. Finalmente, en la quinta sección, se presentan las conclusiones.
2. Trabajo doméstico no remunerado (TDNR), división sexual del trabajo y salario familiar
El TDNR abarca las labores aplicadas a la producción, dentro de los hogares, de bienes y servicios (valores de uso) para los propios miembros del hogar sin ningún tipo de pago: servicios de cuidado para niños, ancianos, personas enfermas o con alguna discapacidad, elaboración de alimentos, servicios de aseo doméstico y lavandería, autoconstrucción y reparación de la vivienda, entre otras actividades. La relevancia del TDNR ha sido reconocida por una creciente literatura económica y desde distintas perspectivas teóricas. Algunos hechos estilizados identificados incluyen la significativa magnitud del tiempo de TDNR (tanto a nivel agregado como promedio), su importante ponderación económica (cuando se le imputa un valor monetario), su desigual distribución entre hombres y mujeres, así como sus estrechos nexos con toda una serie de aspectos económico -sociales como la participación laboral, desigualdades salariales, desempleo, pobreza de tiempo, entre otras (Amarante y Rossel, 2018; Folbre et al., 2020; García y Pacheco, 2015; Miranda, 2011; Moos, 2021).
Desde finales de los años sesenta del siglo pasado, la literatura marxista-feminista ha discutido ampliamente el carácter del TDNR,3 su desigual distribución por sexo y su relación con la valorización/acumulación del capital (Duque, 2022b; Hensman, 2020; Jefferson y King, 2001; Vogel, 2000). A partir de dichas discusiones, se puede plantear que la magnitud (cantidad de horas de TDNR realizadas por el hogar) y la distribución del TDNR (asignación de la carga de TDNR entre los distintos miembros del hogar) son, analíticamente, dos problemas diferentes. Y que, por consiguiente, obedecen a disímiles determinantes. Así, para Quick (2020) la determinación de la asignación del trabajo entre la producción doméstica no remunerada, la producción capitalista y la pequeña producción mercantil es un problema diferente de la asignación por sexo, o edad, del trabajo al interior de cada una de estos tipos de producción. Por su parte, para Duque (2021 y 2022a) la magnitud del TDNR (horas de TDNR semanales realizadas por hogar) está determinada por la brecha existente entre los requerimientos de reproducción social y los bienes salario, es decir, por el déficit en los bienes de subsistencia. Mientras que la distribución del TDNR entre los miembros de cada hogar obedece a varios criterios, siendo uno de los principales el sexo.
Dentro de la literatura marxista-feminista (de carácter predominantemente teórico) se han discutido varios factores que inciden sobre una mayor o menor desigualdad en la distribución del TDNR entre hombres y mujeres. Así, de acuerdo a Hartmann (1979), el salario familiar -asociado al rol de sexo del obrero hombre como único proveedor monetario del hogar- es el principal determinante en la desigual distribución del TDNR, postura también compartida por Federici et al. (2018). Por su parte, Young (1992) insiste en que la división sexual del trabajo -y la feminización del TDNR- estaría asociada, a su vez, con la necesidad del capitalismo de encontrar un criterio de segmentación de la fuerza de trabajo. En consecuencia, esta autora vincula la feminización del TDNR con una reserva laboral feminizada (ejército industrial de reserva). Por su parte, para Hensman (2020), Carrasco (2011) y Pérez (2019), la desigual distribución del TDNR se explicaría principalmente por las identidades de género construidas a partir de diferentes procesos de socialización de niños y niñas, en la cual se van construyendo distintos roles y relaciones de género.
Como se puede apreciar en la Figura 1, se sintetizan las tres principales explicaciones (dentro de la literatura marxista-feminista y feminista crítica) de la desigual distribución del TDNR agregando, además, el importante rol de la política de reproducción social (PRS).4 La PRS incide sobre la distribución del TDNR en forma directa (a través del suministro de servicios de cuidado a los hogares) como indirecta, mediante la legislación laboral, derechos reproductivos, sistemas de seguridad social, educación pública, pensiones, etcétera, todo lo cual termina impactando el salario familiar, la feminización de la reserva laboral, así como las identidades y reglas de sexo.
Fuente: elaboración propia.
Figura 1 Determinantes fundamentales en la distribución desigual del TDNR en la literatura marxista-feminista
Es importante notar que, a pesar de los debates teóricos sobre la naturaleza de la desigual distribución del TDNR (sobre si es producto de un sistema dual capitalismo/patriarcado, o un sistema unificado de explotación/opresión, como en la teoría de la reproducción social), en un nivel más concreto de discusión las tres explicaciones son ampliamente complementarias y codependientes. Son complementarias porque, empíricamente, las tres pueden incidir simultáneamente sobre la distribución desigual del TDNR. Igualmente, en términos conceptuales, ninguna de las tres excluye a las otras dos. Así, la existencia del salario familiar (como institución patriarcal que organiza la división sexual del trabajo), es compatible con una reserva laboral feminizada, así como con una marcada identidad de género donde lo masculino se asocia al trabajo remunerado y lo femenino a lo no remunerado. De allí que, en la Figura 1, a la par de las líneas “causales” fuertes (en negro) también estén planteadas unas relaciones internas entre los co-determinantes (líneas punteadas en gris).
Finalmente, la mayor parte de la literatura empírica que ha estudiado la desigualdad por género en el TDNR (usualmente desde perspectivas teóricas diferentes a la marxista-feminista) ubica su unidad de análisis en el individuo. Es decir, se estiman y comparan los tiempos promedio de TDNR realizados por hombres y mujeres (de distintos hogares) para, a partir de allí, calcular brechas de sexo y explorar algunos de sus determinantes (Addati et al., 2018; Amarante y Rossel, 2018; García, 2017; Santoyo et al., 2014). Si bien este procedimiento ha permitido visibilizar las enormes y persistentes brechas de sexo en la distribución del TDNR -a la par que arroja resultados de fácil interpretación- presenta una limitación significativa: se combinan y confunden los determinantes de la magnitud, por un lado, con los de la distribución del TDNR, por otro. De esta manera, características sociodemográficas de los individuos (edad, sexo, nivel educativo, estatus ocupacional, etcétera), así como características de los hogares (número de adultos, niños, ingreso, etcétera) se mezclan como “determinantes” del tiempo de TDNR a nivel individual, sin establecer claramente cuáles variables determinan la magnitud del TDNR a nivel del hogar y cuáles inciden sobre su desigual distribución entre los individuos. Esto resulta problemático porque, desde nuestra perspectiva, hogares que requieran una misma magnitud de TDNR para su reproducción social (por ejemplo, x horas a la semana) pueden dividir dicha magnitud entre hombres y mujeres que componen el hogar de diversas maneras.
3. Indicador de desigualdad de sexo del TDNR
A continuación se estudiará la desigual distribución del TDNR tomando como unidad de análisis los hogares, es decir, la unidad básica de reproducción social de la fuerza de trabajo. Para ello, en el resto de esta sección se procede a la construcción de un indicador que permita medir esta desigualdad.
El primer paso en la construcción del indicador de desigualdad es estimar la participación de las mujeres en el TDNR al interior de cada hogar obrero. Es decir, en cada hogar, se estima el porcentaje del TDNR que las mujeres de dicho hogar realizan.5 Para ello se emplean los datos de la encuesta de uso del tiempo de México del 2014 (INEGI, 2016). Asimismo, se analizan únicamente los hogares obreros “puros”, es decir, aquellos con al menos un trabajador/a asalariado y sin ningún empleador o trabajador por cuenta propia. De esta manera, el tamaño final de la muestra corresponde a 7 471 hogares obreros “puros” que, en términos poblacionales, equivaldrían al 47.8% de los hogares mexicanos en 2014.
En primer lugar, llama la atención que de los 7 471 hogares obreros mexicanos de la muestra 8% no contaba con mujeres. Para el restante 91.9% de los hogares (con al menos una mujer), la Figura 2 muestra su distribución de acuerdo con el porcentaje de TDNR realizado por las mujeres (la línea punteada corresponde a la aproximación normal de dicha distribución). Se puede observar que apenas en 8.3% de los hogares obreros mexicanos las mujeres asumían 50% o menos de la carga del TDNR. En todos los demás hogares obreros las mujeres asumían más de la mitad del mismo. De hecho, la mediana de la distribución fue de 83.7%. Eso significa que en la mitad de los hogares obreros las mujeres asumían más del 83.7% de la carga del TDNR. Esto se observa claramente en el sesgo negativo de la distribución (véase Figura 2).
Notas: hogares obreros con al menos una mujer.
Fuente: elaboración propia con base en la ENUT México 2014 (INEGI, 2016).
Figura 2 Distribución de los hogares obreros mexicanos de acuerdo con el porcentaje de TDNR realizado por las mujeres, año 2014
Otras dos estadísticas relacionadas con la distribución complementan el anterior panorama: el percentil 25 es 69.4%, mientras el percentil 75 es 94.6%. El primer dato implica que en el 75% de los hogares obreros mexicanos las mujeres asumían más del 70% del TDNR. Por su parte, la última cifra indica que en una cuarta parte de los hogares obreros las mujeres asumen casi la totalidad del TDNR. De hecho, como muestra la última columna de la Figura 2, en cerca del 20% de los hogares las mujeres realizaron el 100% del TDNR. De lo anterior se concluye que existe una marcada división sexual del TDNR, donde las mujeres asumen la mayor parte de éste en la mayoría de los hogares obreros. Sin embargo -y esto es importante-, el grado de concentración del TDNR en las mujeres no es homogéneo, cambia a lo largo de los distintos hogares obreros.
Esta heterogeneidad obedece no sólo a diferencias en el grado de desigualdad de sexo, sino también a la propia diversidad en la composición por sexo de los hogares. Es decir, no todos los hogares obreros tienen igual número o porcentaje de mujeres (previamente ya se había señalado que el 8% de los hogares obreros mexicanos no tenían mujeres). En la Tabla 1 se ilustra que 33.9% de los hogares obreros tenían sólo una mujer, mientras que 32.6% dos mujeres y 25.4% tres o más mujeres.6
Tabla 1 Hogares obreros según el número de mujeres en cada uno, México 2014
| Mujeres por hogar | Número de hogares | Porcentaje |
| Ninguna | 599 | 8.0 |
| 1 | 2 534 | 33.9 |
| 2 | 2 438 | 32.6 |
| 3 | 1 307 | 17.5 |
| 4 | 451 | 6.0 |
| Más de 4 | 142 | 1.9 |
| Total | 7 471 | 100.0 |
Fuente: elaboración propia con base en la ENUT México 2014 (INEGI, 2016).
En tanto, la Figura 3 reporta la distribución de los hogares obreros mexicanos de acuerdo con el porcentaje de mujeres que los componen (de nuevo, la línea punteada corresponde a la aproximación normal de la distribución). Se observa que en 27.9% de los hogares las mujeres representan la mitad de sus miembros. Sin embargo, en los demás hogares son ora la mayoría ora la minoría. Así, en 34.6% de los hogares obreros las mujeres son menos de la mitad de los miembros del hogar, mientras en el 37.5% son más de la mitad. Más aún, el 8.7% de los hogares están compuestos únicamente por mujeres.
Notas: hogares obreros con al menos una mujer.
Fuente: elaboración propia con base en la ENUT México 2014 (INEGI, 2016).
Figura 3 Distribución de los hogares obreros mexicanos de acuerdo con su porcentaje de mujeres, México 2014
Una implicación de los anteriores resultados es que la participación porcentual de las mujeres en el TDNR al interior de cada hogar es un indicador insuficiente para dar cuenta de la desigualdad de sexo en la distribución del mismo. Este punto se puede ilustrar con un ejemplo numérico: si se considera un hogar donde las mujeres realizan aproximadamente 50% del TDNR, a simple vista, este hogar se podría clasificar como equitativo en la distribución por sexo del TDNR. Sin embargo, dicha interpretación sólo sería válida si las mujeres representaran también la mitad de los miembros del hogar. Por el contrario, si -siguiendo con el ejemplo- sólo representaran el 30%, entonces estarían sobrerrepresentadas en la carga de TDNR. En comparación, los hombres de dicho hogar asumirían la mitad del TDNR, pero representan el 70% de las personas del hogar. Están, pues, subrepresentados, en una situación claramente desigual y desfavorable para las mujeres de dicho hogar.
Es necesario, pues, construir un indicador que dé cuenta de la distribución del TDNR por sexo, pero ajustado por la heterogénea composición de los hogares.7
Construcción del indicador de desigualdad de sexo en el TDNR
El indicador propuesto para medir la desigualdad de sexo en la distribución del TDNR (por hogar) es el siguiente:
Donde σi es el indicador para cada hogar obrero i, hmi es la cantidad de TDNR que las mujeres realizan en el hogar i, hi es la cantidad de TDNR total realizado en el hogar i. De esta manera, el numerador del indicador es la proporción de TDNR realizada por las mujeres en el hogar i. Por su parte, en el denominador se presenta la proporción de mujeres en el hogar i, donde mi es la cantidad de mujeres en el hogar i; ni es la cantidad de personas (de ambos sexos) en el hogar i.8
La interpretación del indicador es la siguiente: si toma un valor menor a 1, señalaría una distribución del TDNR favorable a las mujeres, pues éstas asumirían una carga de TDNR proporcionalmente menor a su participación relativa dentro del hogar. Por ejemplo, si en un hogar son la mitad de los miembros, pero realizan el 30% del TDNR, el indicador tomaría el valor de σi = 0.3/0.5 = 0.6. En contraste, si el indicador toma el valor mayor a 1 señalaría una distribución del TDNR desfavorable a las mujeres, pues estas asumirían una carga de TDNR proporcionalmente mayor a su participación dentro del hogar. Por ejemplo, si en un hogar son la mitad de los miembros, pero realizan 70% del TDNR, el indicador tomaría el valor de σi = 0.7/0.5 = 1.4. Así, entre más alto sea el indicador (entre más se aleje de 1), más desigual será la distribución del TDNR dentro de los hogares obreros. Finalmente, valores iguales o muy cercanos a 1 en el indicador reflejarían una distribución equitativa del TDNR (ajustada por la heterogeneidad en la composición por sexo de los hogares).9
En la Figura 4 se reporta la distribución de los hogares obreros mexicanos (con, al menos, una mujer) de acuerdo con el indicador propuesto. Se puede ver que apenas 17.5% de ellos presentó un valor menor o igual a 1 en el indicador, es decir, una distribución del TDNR equitativa o favorable a las mujeres. De esta manera, al ajustar por la composición de los hogares por sexo, se obtiene una medición más precisa de la desigualdad en la distribución del TDNR, en comparación con los resultados que se habían reportado inicialmente en la Figura 2.
Nota: hogares obreros con al menos una mujer.
Fuente: elaboración propia con base en la ENUT México 2014 (INEGI, 2016).
Figura 4 Distribución de los hogares obreros de acuerdo con el grado de desigualdad de sexo en la distribución del TDNR, México 2014
En todo caso, los resultados arrojan una fuerte desigualdad de sexo en la distribución del TDNR al interior de los hogares obreros mexicanos. En 82.5% de ellos el indicador era mayor a 1, es decir, las mujeres asumían una carga de TDNR más que proporcional a su participación dentro del hogar. De hecho, a lo largo de la distribución de los hogares, el valor promedio del indicador es 1.61, mientras en un 25% de los hogares (en el extremo derecho de la distribución) el valor del indicador era superior a 1.91.
Estadística descriptiva
La Tabla 2 reporta la distribución porcentual de los hogares obreros mexicanos de acuerdo con el número de hombres y mujeres asalariadas en cada hogar. Se ilustra que, en 2014, el 36.5% de los hogares obreros mexicanos (con al menos una mujer) estaban sujetos al salario familiar, es decir, contaban únicamente con un hombre asalariado. Aunque esta es una cifra significativa, en todo caso muestra que la mayoría de los hogares obreros (el restante 63%) dependían de otras formas de vinculación a la relación salarial.
Tabla 2 Distribución porcentual de los hogares obreros mexicanos según el número de mujeres y hombres asalariados en cada hogar, año 2014
| Mujeres asalariadas | |||||
| Ninguna | Una | 2 o más | Total | ||
| Hombres asalariados | Ninguno | 0.0 | 17.3 | 3.5 | 20.8 |
| Uno | 36.5 | 26.0 | 3.2 | 65.7 | |
| 2 o más | 6.4 | 5.5 | 1.6 | 13.5 | |
| Total | 42.9 | 48.8 | 8.3 | 100.0 | |
Fuente: elaboración propia con base en la ENUT México 2014 (INEGI, 2016).
De hecho, en 57.1% de los hogares (48.8% + 8.3%) había al menos una mujer asalariada, en el 26% de los hogares había una mujer y un hombre asalariados; en el 17.3% solamente una mujer asalariada (principalmente hogares monoparentales). Por su parte, 46.2% de los hogares contaban con dos o más asalariados (hombres y/o mujeres). Esta heterogeneidad en la estructura de los hogares obreros mexicanos tiene impactos sobre la desigualdad de sexo en la distribución del TDNR. Precisamente, en la Tabla 3 se reportan los valores promedio en el indicador σ (véase ecuación 1) para los distintos tipos de hogares.
Tabla 3 Grado de desigualdad en el TDNR (valores promedio en el indicador σ) según el número de mujeres y hombres asalariados en cada hogar, México 2014
| Mujeres asalariadas | |||||
| Ninguna | Una | 2 o más | Total | ||
| Hombres asalariados |
Ninguno | N/A | 1.33 | 1.18 | 1.30 |
| Uno | 1.75 | 1.54 | 1.33 | 1.64 | |
| 2 o más | 2.11 | 1.81 | 1.51 | 1.92 | |
| Total | 1.80 | 1.49 | 1.30 | 1.61 | |
Fuente: elaboración propia con base en la ENUT México 2014 (INEGI, 2016).
Mientras el promedio general en el indicador σ era de 1.61, en los hogares sujetos al salario familiar dicho indicador era de 1.75 exhibiendo así, una alta desigualdad de sexo en la distribución del TDNR. El tipo de hogar con mayor desigualdad fue aquel con dos o más hombres asalariados y ninguna mujer asalariada con σ = 2.11. En contraste, los hogares con dos o más asalariadas (y ningún asalariado hombre) contaron con un nivel de desigualdad bastante bajo (1.18), aunque estos hogares sólo representaban 3.5% de los hogares obreros (véase Tabla 2). Llama la atención que incluso en los hogares donde hay tanto hombres como mujeres asalariadas existe una marcada desigualdad en la distribución del TDNR (valores σ entre 1.33 y 1.81).
A la luz de las teorías discutidas previamente (véase Figura 1) se encuentra que, en efecto, el salario familiar (aproximación Hartmann-Federici) parece contribuir a una mayor desigualdad de sexo en la distribución del TDNR. Sin embargo, su efecto no es absoluto: la desigual distribución en el TDNR también se presenta en los hogares que no están sujetos al salario familiar que, por lo demás, son la mayoría. Por otro lado, con base en la aproximación de Young (1992), se ve que a medida que aumenta el número de mujeres asalariadas en el hogar -y, en consecuencia, menos mujeres en reserva laboral- la desigualdad en el TDNR disminuye: en los hogares sin ninguna asalariada σ toma el valor de 1.8, mientras en los hogares con una asalariada σ disminuye a 1.49 y, finalmente, en aquellos con dos o más asalariadas, σ alcanza el valor de 1.3.
Los anteriores resultados, aunque sugestivos, son en todo caso, preliminares. Los promedios reportados en la Tabla 3 no están sujetos a variables de control ni a ninguna prueba de significancia estadística. Para abordar ambas limitaciones a continuación se presenta un análisis econométrico de regresión.
4. Resultados econométricos
Con base en la anterior discusión, se evaluarán varios determinantes de la desigual distribución del TDNR en los hogares obreros mexicanos. No obstante, debido a las limitaciones de información, el objetivo es relativamente modesto. Se enfoca sólo en estimar el impacto directo del salario familiar y de la reserva laboral feminizada sobre el indicador de desigualdad en el TDNR calculado en la subsección anterior (véase ecuación 1). Desafortunadamente, no se tiene información para estimar cuantitativamente la identidad de género ni, en consecuencia, su impacto sobre la distribución del TDNR. En términos empíricos, la comparación con otros países y políticas de reproducción social queda por fuera del alcance de esta investigación.
Regresión lineal múltiple por MCO
En el análisis econométrico de esta sección se emplearon dos métodos
complementarios. Primero, el indicador σ, previamente estimado,
como variable dependiente en un análisis de regresión múltiple; empleando
Mínimos Cuadrados Ordinarios (MCO). Segundo, se construyó una variable
dicotómica (dummy) que clasifica a los hogares obreros según si
presentan un valor menor o igual a 1, por un lado, y aquellos con un valor mayor
a 1, por otro. Después, a partir de dicha variable dicotómica, se realizó un
análisis de regresión logística (PROBIT) con el fin de evaluar qué variables
aumentan o disminuyen la probabilidad de un hogar de presentar una distribución
equitativa/favorable a las mujeres,
Tabla 4 Estimación por MCO, México 2014
| Variables independientes | Variable dependiente: indicador σ (desigualdad de sexo en la distribución del TDNR) | |||
| Coeficientes | Errores estándar | Estadístico t | Valor de probabilidad | |
| Hogar con salario familiar | 0.1038*** | 0.0223 | 4.65 | 0.0000 |
| Mujeres por hogar | -0.6467*** | 0.0126 | -51.44 | 0.0000 |
| Asalariadas por hogar | 0.0466*** | 0.0152 | 3.06 | 0.0020 |
| TDNR | 0.0002 | 0.0002 | 0.75 | 0.4530 |
| Ingreso del hogar (ln) | -0.0647*** | 0.0093 | -6.97 | 0.0000 |
| Personas en el hogar | 0.3872*** | 0.0095 | 40.80 | 0.0000 |
| Hogares rurales | 0.0438*** | 0.0167 | 2.62 | 0.0090 |
| Constante | 1.9279*** | 0.0808 | 23.86 | 0.0000 |
| Pruebas de significancia general: | ||||
| Estadístico F (7. 6600) | 456.8 | |||
| Valor p | 0.0000 | |||
| R2 | 0.4908 | |||
| Observaciones (hogares) | 6 608 | |||
Notas: estadísticas para hogares obreros “puros” con al menos una mujer. Errores estándar robustos a la heterocedasticidad.
***; ** y * indican significancia estadística al 1, 5 y 10%, respectivamente.
Fuente: elaboración propia con base en la ENUT México 2014 (INEGI, 2016).
La especificación de MCO es la siguiente:
Donde:
σi = indicador de desigualdad de sexo en la distribución del TDNR (ecuación 1).
SFi = variable dicotómica (dummy) que toma el valor de 1 si el hogar i está sujeto al salario familiar y 0 en los demás casos.
Mi = número de mujeres en el hogar i.
MAi = número de mujeres asalariadas en el hogar i.
hi = magnitud total de TDNR en el hogar i.
ln(Yi) = logaritmo natural del ingreso monetario del hogar i.
ni = número de personas en el hogar i.
Ri = variable dicotómica (dummy) que toma el valor de 1 si el hogar i es rural y 0 si es urbano.
ei = término de error estocástico.
Los resultados del análisis de regresión por MCO, empleando los datos de la ENUT México 2014, se reportan en la Tabla 4.10 En principio, se ve que el efecto del salario familiar sobre la desigualdad en el TDNR es robusto empíricamente: aún en presencia de variables de control, los hogares con salario familiar presentan, en promedio, un indicador de desigualdad 0.103 mayor que los demás tipos de hogares. Dicha diferencia es, además, estadísticamente significativa al 1% según lo reporta el estadístico t. Esto implica evidencia empírica preliminar a favor de la hipótesis de Hartmann-Federici, aunque con la salvedad de que el salario familiar no es el único (o principal) determinante en la desigual distribución del TDNR entre hombres y mujeres en México.
En segundo lugar, se observa que, al aumentar el número de mujeres en el hogar,
disminuye la desigualdad en la distribución del TDNR. Este efecto es
estadísticamente significativo (al 1%) a la par que cuantitativamente relevante
pues, una mujer adicional en el hogar disminuye, en promedio, el indicador
Por otro lado, también se podría sugerir que a medida que aumenta el número de mujeres en el hogar aumenta, con ello, su correlación de fuerzas en comparación con los hombres. Asimismo, resulta llamativo que el número de mujeres asalariadas (recordando que se está controlando por el número de mujeres y de personas en el hogar) tiene un impacto positivo sobre la desigualdad de sexo en el TDNR. Es decir, contrario a la hipótesis inspirada en Young (1992), al aumentar las asalariadas en el hogar, aumenta la desigualdad de sexo en el TDNR. Ahora bien, aunque este resultado es estadísticamente significativo (al 1%), su impacto práctico es, básicamente, irrelevante: el coeficiente para dicha variable es de solamente 0.046. En consecuencia, y a diferencia de lo que las estadísticas descriptivas de la Tabla 3 sugerían, el número de asalariadas en el hogar parece que no tiene un efecto relevante sobre la distribución del TDNR.
En tanto, la magnitud del TDNR no tiene un efecto estadísticamente significativo sobre el grado de desigualdad en su distribución. Es decir, la separación entre los determinantes de la magnitud del TDNR, por un lado, y los determinantes de la distribución del TDNR, por otro, no sólo es una estrategia analítica teórica, sino también un rasgo empírico de los hogares obreros mexicanos. Por su puesto, la generalización de este resultado (la independencia empírica de la magnitud y distribución del TDNR) requerirá estudios adicionales en otros países, con bases de datos y metodologías complementarias (esfuerzo, por demás, que desborda el objetivo de esta investigación).
Respecto a las variables de control, el efecto del ingreso monetario del hogar es llamativo. Los coeficientes estimados indican que, en promedio, al aumentar el ingreso en un 10%, el indicador σ disminuirá en 0.64. Este resultado es estadísticamente significativo (al 1%) e implica que los hogares obreros en mejores condiciones materiales exhiben una división sexual del trabajo menos desigual, quizás porque pueden contratar servicios de cuidado en el mercado o contratar personal doméstico remunerado (realizado mayoritariamente por mujeres). Por otro lado, al aumentar el número de personas en el hogar tiende a crecer, en promedio, la desigualdad en la distribución del TDNR. Por último, los hogares obreros ubicados en zonas rurales tienden a presentar una mayor desigualdad de sexo en el TDNR.
Regresión logística: modelo PROBIT
Como ya se indicó, a partir de la variable σ se construye la siguiente variable dicotómica σ_d i ,
La cual toma el valor de 1 en los hogares cuya distribución del TDNR es igualitaria o favorable a las mujeres (σ ≤ 1) y de 0 cuando dicha distribución es desfavorable para las mujeres (σ > 1). A partir de dicha variable, se modela la probabilidad de que un hogar obrero mexicano esté en uno u otro grupo en función de las variables empleadas previamente (veánse Tablas 4 y 5) empleando un modelo PROBIT:
Tabla 5 Resultados del modelo PROBIT, México 2014
| Variables explicativas | Variable dependiente: σ_di | ||||||||
| Parámetros PROBIT | Efectos marginales promedio | ||||||||
| Coeficientes | EE | z | P > z | EMP | EE | z | P > z | ||
| HSF | - 0.550*** | 0.075 | -7.36 | 0.000 | -0.108*** | 0.014 | -7.45 | 0.000 | |
| Mujeres | 0.857*** | 0.037 | 23.43 | 0.000 | 0.168*** | 0.007 | 25.32 | 0.000 | |
| Asalariadas | - 0.172*** | 0.055 | -3.10 | 0.002 | -0.034*** | 0.011 | -3.10 | 0.002 | |
| TDNR | -0.004*** | 0.001 | -4.90 | 0.000 | -0.001*** | 0.000 | -4.93 | 0.000 | |
| Ingreso (ln) | -0.000 | 0.029 | -0.01 | 0.992 | 0.000 | 0.006 | -0.01 | 0.992 | |
| Personas | -0.780*** | 0.029 | -26.86 | 0.000 | -0.153*** | 0.005 | -29.63 | 0.000 | |
| HR | -0.219*** | 0.063 | -3.47 | 0.001 | -0.043*** | 0.012 | -3.48 | 0.000 | |
| Constante | 0.585** | 0.252 | 2.32 | 0.020 | - | - | - | - | |
| Observaciones | 6 608 | ||||||||
| Wald Chi2 (7) | 1 600.1 | ||||||||
| Probabilidad > chi2 | 0.0000 | ||||||||
| McFadden’s R2 | 0.2623 | ||||||||
| R2 | 90.15% | ||||||||
Notas: estadísticas para hogares obreros “puros” con al menos una mujer. EE = errores estándar. EMP = efectos marginales promedio. HSF = hogares con salario familiar. HR = hogares rurales. ***, ** y * indican significancia estadística al 1. 5 y 10%, respectivamente.
Fuente: elaboración propia con base en la ENUT México 2014 (INEGI, 2016).
Donde la probabilidad (P) de que un hogar obrero tenga una distribución igualitaria/favorable a las mujeres (σ_d i = 1) depende de un vector de variables X mientras G es una función de toma solamente valores entre 0 y 1 para todos los números reales (Z): 0 < G(z) < 1.
Los resultados del modelo PROBIT se muestran en la Tabla 5 y, como se pueden observar, son ampliamente compatibles con los resultados de la estimación previa por MCO. En primer lugar, la existencia de salario familiar disminuye la probabilidad de pertenecer a un hogar con una distribución del TDNR favorable/equitativa para las mujeres. Este resultado es estadísticamente significativo y compatible tanto con los resultados de las estimaciones por MCO como con la hipótesis de Hartmann-Federici.
Al aumentar el número de mujeres en el hogar se eleva la probabilidad de que presente una distribución del TDNR favorable/equitativa para las mujeres. De nuevo, este resultado es estadísticamente significativo y compatible con las estimaciones por MCO. Una situación similar se presenta con el número de asalariadas: aunque es una variable estadísticamente significativa, que tiende a disminuir la probabilidad de σ_ di = 1, la magnitud del efecto marginal promedio, -0.034, es bastante baja como para considerarla una variable económicamente relevante (al igual que en las estimaciones por MCO).
A diferencia de las estimaciones por MCO, en el modelo PROBIT la magnitud de TDNR sí es una variable estadísticamente significativa (al 1% de nivel de significancia). Sin embargo -al igual que con la variable mujeres asalariadas-, la significancia práctica de esta variable es casi nula, pues el efecto parcial promedio es de -0.001. Por tanto, este resultado es muy débil y, además, coherente con la independencia empírica entre la magnitud y la distribución del TDNR desprendida de los resultados por MCO.
Respecto a las variables de control, el efecto del ingreso monetario del hogar no es estadísticamente significativo (en contraste con los resultados de MCO), mientras que la cantidad de personas en el hogar sí tiene un efecto significativo, tanto estadística como económicamente: dicha variable tiende a disminuir la probabilidad de σ_di = 1. Por último, la ubicación rural es estadísticamente significativa y disminuye, de forma relevante, la probabilidad de que un hogar obrero mexicano tenga una distribución favorable/equitativa en favor de las mujeres.
5. Conclusiones
El texto abordó el problema de la desigual distribución por sexo del TDNR al interior de los hogares obreros mexicanos. Mientras la mayoría de estudios empíricos al respecto confunden la magnitud y la distribución del TDNR -al asumir como unidad de análisis al individuo- se propuso un indicador por hogar para medir la desigual distribución del TDNR entre hombres y mujeres. De esta forma se encontró una fuerte desigualdad de sexo en la distribución del TDNR al interior de los hogares obreros mexicanos. En 82.5% de ellos, las mujeres asumían una carga de TDNR más que proporcional a su participación dentro del hogar. Sin embargo, también se identificaron importantes diferencias en el grado o profundidad de dicha desigualdad a lo largo de los hogares.
Siguiendo las principales hipótesis de la literatura marxista-feminista al respecto, es que se realizó un análisis econométrico de corte transversal con dos modelos (MCO y PROBIT) para evaluar el impacto del salario familiar y de la feminización de la reserva laboral sobre el grado de desigualdad de sexo en la distribución del TDNR. También se encontró evidencia empíricamente robusta del efecto directo del salario familiar sobre las brechas de sexo en el TDNR. En contraste, el número de mujeres asalariadas por hogar no parece tener un efecto relevante sobre la distribución del TDNR. Finalmente, se obtuvo evidencia de que la magnitud del TDNR no tiene un efecto estadísticamente significativo sobre el grado de desigualdad en su distribución. Es decir, la separación entre los determinantes de la magnitud del TDNR, por un lado, y los determinantes de la distribución del TDNR, por otro, no sólo es una estrategia analítica teórica sino también un rasgo empírico de los hogares obreros mexicanos.
La propuesta metodológica implementada aquí, así como sus hallazgos empíricos, tienen varias implicaciones para la literatura reciente sobre TDNR en México. En primer lugar, se confirma la conclusión alcanzada por Pedrero (2018) respecto a que “aún en los hogares donde el hombre y la mujer comparten el papel de ‘proveedores de sustento’, él sigue siendo el jefe del hogar y ella el ama de casa”. Sin embargo, se encontró que los hogares organizados entorno al salario familiar también son una parte importante del panorama de los hogares mexicanos. De esta forma, se apoya la sugerencia planteada por la autora respecto a la necesidad de reducir el tiempo de TDNR, la jornada laboral asalariada y acortar los tiempos de transporte (Pedrero, 2018). Los resultados de esta investigación también pueden enmarcase dentro de, y profundizar, la caracterización dada por Orozco-Rocha y González-González (2021) respecto al régimen de bienestar mexicano basado en el proceso simultáneo de familiarización y feminización del trabajo de cuidado.
Finalmente, y prosiguiendo el diálogo con la literatura reciente sobre TDNR en México, se pueden plantear futuras líneas de investigación. Así, a partir del estudio de Luqueño y Alarcón (2021), que aborda las desigualdades por sexo desagregando las distintas actividades que componen el TDNR, el indicador de desigualdad planteado en este artículo puede aplicarse también para actividades desagregadas. Al mismo tiempo, se podría estimar el impacto del salario familiar sobre grupos de actividades específicas dentro del TDNR para evaluar posibles diferencias y asimetrías. También a partir del trabajo de Orozco-Rocha y Gonzáles-González (2021) se podría estimar la relación entre el salario familiar y la demanda efectiva de servicios de cuidado externo.
Por último, es de precisar que algunas de las limitaciones de este estudio pueden superarse en futuras investigaciones. Así, el carácter de corte transversal de los datos aquí empleados impide analizar dinámicas y cambios temporales, lo que puede abordarse en trabajos que incorporen datos de las ENUT 2002, 2009, 2024 y 2019, y que empleen metodologías econométricas apropiadas (como diferencias en diferencias). Este trabajo sólo se enfocó en los hogares que dependen únicamente de salarios, aunque es susceptible de ampliarse para incluir hogares que combinen miembros con trabajo asalariado y por cuenta propia (producción mercantil simple).
