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Papeles de población

versión On-line ISSN 2448-7147versión impresa ISSN 1405-7425

Pap. poblac vol.28 no.111 Toluca ene./mar. 2022  Epub 19-Sep-2022

https://doi.org/10.22185/24487147.2022.111.03 

Artículos

Precariedad laboral en México: una comparación entre jóvenes y adultos

Precarious employment in Mexico: a comparison between young people and adults

Arlette Covarrubias Feregrino* 
http://orcid.org/0000-0002-9854-2750

*El Colegio Mexiquense, México


Resumen:

Desde la década de 1980, en el mundo y en México, se incrementó la integración comercial y la desregulación del mercado de trabajo, resultando en una mayor precarización del trabajo que ha afectado principalmente a los jóvenes. El objetivo del presente artículo es indagar si los jóvenes en México tienen una mayor precariedad que los adultos y analizar los factores socioeconómicos que la profundizan. Con este fin, se utilizan datos de la Encuesta Nacional de Ocupación y Empleo (2018). Para crear un indicador de precariedad laboral. Inicialmente se hace un análisis factorial. Enseguida, se hace un análisis descriptivo del índice y se corren regresiones para indagar cuáles son los factores socioeconómicos que afectan la precariedad laboral.

Palabras clave: Precariedad laboral; jóvenes; mercado laboral; trabajo asalariado; calidad del empleo

Abstract:

Mexico, as the rest of the world, has experienced increased commercial integration and the deregulation of markets, since the eighties, resulting in the surge of precarious jobs, especially for young people. The aim of this study is to find out whether youth are more likely to have precarious employment than adults and to analyse the socio-economic factors that may intensify this situation. For this purpose, data from the National Survey of Occupation and Employment (ENOE) 2018 was used. Initially, factor analysis was run to create an index of precarious employment. Then, a descriptive analysis of the index was made, and regressions were conducted to find out which socioeconomic factors affect employment precariousness. It was found that young people have greater levels of employment precariousness than adults, and the higher the educational level, the gap between them increases. Furthermore, each additional year of education and experience is more important in reducing precarious employment in young than in adults. It is thus important to create policies and laws that protect salaried young people.

Keywords: Job insecurity; youth; labor market; salaried work; quality of employment

Introducción

A partir de la década de 1980, México fomentó una mayor integración comercial con el exterior, reduciendo aranceles y firmando tratados comerciales como el Tratado de Libre Comercio. También hubo una desregulación en el mercado de trabajo con el fin de facilitar la movilidad de la mano de obra. Simultáneamente, los empleadores recurrieron a diversas estrategias para reducir el salario a sus empleados, entre las que se encuentran: la reducción directa de salarios y beneficios, el incremento de trabajos contingentes (aquellos con vínculos débiles o no permanentes con el empleador), el aumento de trabajos de tiempo parcial y temporales, sistemas de salario de dos niveles donde a los nuevos empleados se les paga mucho menos que a los trabajadores existentes (Luyando, 2016).

Estos procesos han llevado a una precarización del empleo, es decir, vulnerabilidad, incertidumbre y dependencia de los trabajadores frente a la coyuntura del mercado de trabajo y la política laboral de las empresas (Cano, 2004). De acuerdo con Luyando (2016), los jóvenes son particularmente proclives a tener un trabajo precario. A pesar de sus mayores niveles educativos, tienen más dificultades que personas con más edad para entrar al mercado laboral para encontrar un empleo estable y bien pagado.

La inserción laboral de los jóvenes es clave para su paso a la vida adulta, ya que es el medio para disminuir o eliminar la dependencia económica de los padres, crear un hogar propio, obtener legitimidad y reconocimiento social (Weller y CEPAL, 2006). Sin embargo, de acuerdo con Weller (2007), a pesar de que los jóvenes en Latinoamérica tienen una alta valorización del trabajo, sus experiencias suelen ser frustrantes. Aun cuando tienen preferencias de una trayectoria laboral estable con suficientes ingresos, la precariedad en el mercado laboral obstaculiza las trayectorias ascendentes afectando la inclusión social y el desarrollo de su identidad personal.

Además de los efectos negativos en la trayectoria laboral de los jóvenes, la precariedad laboral tiene efectos negativos en la salud mental y física de los trabajadores, sin importar su edad. Quinlan et al. (2001) identifican los múltiples factores de riesgo de salud en el trabajo precario. Entre los factores económicos y de ingreso se encuentran el competir por trabajo, el tener ingreso a través de resultados, la intensificación y largas horas de trabajo, la falta de recursos logísticos y el que se les asigne actividades de alto riesgo. Existen, por otra parte, factores de desorganización entre los cuales se encuentran: la exacerbación en la complejidad de las reglas y procedimientos en las prácticas del trabajo, la falta de capacitación e inexperiencia, múltiples lugares de trabajo y situaciones complejas de responsabilidad legal y mayor dificultad de los trabajadores de organizarse para protegerse. Adicionalmente, hay fallas de cobertura legislativa, por ejemplo, cuando las leyes de seguridad y salud de los trabajadores son generalmente para trabajadores de tiempo completo de grandes empresas.

Es imperativo entonces, comprobar si los jóvenes en México tienen una mayor precariedad laboral que los adultos y analizar las características socioeconómicas que la profundizan. Este es el objetivo del presente artículo.

Hay estudios que previamente han investigado los factores que influyen en la precariedad laboral de los jóvenes en este país. Con datos de la Encuesta Nacional de Juventud 2000, Oliveira, (2006) construyó un índice de precariedad, con variables que indican si el joven tiene un contrato, si cuenta con prestaciones, el número de horas trabajadas a la semana, si su trabajo cuenta con un local y el ingreso por hora. De aquí infieren que el 88.6 por ciento de los jóvenes tienen un empleo precario, 11.1 por ciento tenían un empleo con muy alta precariedad. Estimando un modelo de regresión lineal simple, encontró que la región, los niveles de escolaridad, el origen social, el carácter rural/urbano del lugar de residencia, así como la edad explican el grado de precariedad de las actividades asalariadas de los jóvenes.

Román (2013) hace un ejercicio similar utilizando datos de la Encuesta Nacional de Ocupación y Empleo (ENOE) de 2005 y 2010. La autora construye un índice con indicadores de tres dimensiones: i) la económica (si el salario era menor a dos mínimos) ii) la normativa (que consideró al contrato, la duración de contratos, así como las jornadas laborales incompletas e inestables) y iii) la seguridad laboral (que tomó en cuenta el acceso a la seguridad social, a las prestaciones y a la afiliación al sindicato). Descubrió que aquellos jóvenes con mayores probabilidades de tener un empleo precario son las mujeres, la población joven de menos edad, los jóvenes con menor nivel de escolaridad, los empleados en microempresas con ocupaciones manuales de baja calificación, como ayudantes, peones, aprendices o albañiles, y los que están en el sector comercio.

Estos estudios se enfocan a analizar la precariedad laboral únicamente de los jóvenes. En este artículo, el objetivo es verificar si los jóvenes tienen una mayor precariedad laboral que los no jóvenes. Los primeros tienen en promedio un mayor nivel educativo que los segundos, por lo que difícilmente este factor estaría explicando el porqué de este fenómeno. Sin embargo, los jóvenes sí cuentan en promedio con menores niveles de experiencia, esto podría explicar un mayor nivel de precariedad. En el artículo se indaga el rol de la educación, la experiencia y otras condiciones socioeconómicas, en los niveles de precariedad de los jóvenes.

Para lograrlo, en primer lugar, se hace un análisis factorial para construir un índice de precariedad laboral. En seguida, se indaga si los jóvenes tienen una mayor precariedad que los adultos. En tercer lugar, se estima un modelo de regresión para valorar si controlando por nivel educativo y experiencia, los jóvenes tienen un mayor nivel de precariedad que los no jóvenes. Antes, el artículo inicia con el marco teórico para luego explicar los métodos utilizados.

Marco teórico

El origen de la palabra precario, viene de la noción de la dependencia en la voluntad de otro, que luego se extendió al sentido arriesgado, peligroso, incierto (Etymonline, 2020). El término precariedad laboral entonces, describe la inseguridad de los arreglos laborales.

En un análisis histórico del uso de la palabra precario, Quinlan (2012) indica que este término prevaleció durante épocas de alto desempleo y es usado en el debate público desde principios del siglo XIX en el Reino Unido, países europeos y Australia. Sin embargo, su uso fue diluyéndose con el surgimiento los estados de bienestar que proveían leyes con condiciones mínimas de empleo, pensiones de vejez, educación provista por el Estado y seguros de desempleo.

Fue entonces cuando surgió la idea de la relación de empleo estándar, que proviene de la regulación o contractualización de la relación del empleo. La Revolución Industrial propició gradualmente un modelo jerárquico de trabajo y la aparición de empresas de grande escala. Esto, aunado a la influencia de la negociación colectiva, a la aparición de formas burocráticas de organización y a la legislación social, propició la aparición del contrato legal. Esta relación laboral dio a los empleadores el poder de dirigir la fuerza laboral, bajo ciertos límites, propiciando el progreso de empresas modernas y verticalmente integradas, facilitando así la ocasión para extender la protección social dentro de la relación de empleo. El Estado se convirtió en la institución que canaliza los riesgos de la inseguridad económica de la fuerza de trabajo a través del sistema de seguridad social, utilizó contribuciones al seguro social e impuestos para costear la provisión pública de servicios de asistencia social (ILO, 2016).

Aunque el término “empleo estándar” no aparece en ningún texto legal, el empleo se consideró como tal, ya que era parte de una de las grandes transformaciones generalizadas en la economía mundial; presuponía que un trabajo debería ser lo suficiente para cubrir las necesidades fundamentales de una persona, dotar de un ingreso estable y adecuado para cuidar de una familia y proveer seguridad en caso de eventos fortuitos que impidieran que el trabajador ya no pudiera trabajar en el retiro. De esta forma, el diseño del sistema de seguridad social que acompañaba la relación de empleo estaba basado en el supuesto de una relación de empleo de tiempo completo, de duración indefinida y subordinada (ILO, 2016).

En México, entre 1940 y 1982, se desplegó un complejo sistema de bienestar asignado por el estado, en el que se instalaban instituciones de seguridad social para los trabajadores urbanos en el mercado formal (Barba Solano, 2004). En específico, a finales de la década de 1930 se crearon instituciones gubernamentales encargadas de mejorar las condiciones de vida de los trabajadores en materia de seguridad social, vivienda, protección al empleo y al salario mínimo. En la década de 1940 se inició un periodo de industrialización fomentado por la política de sustitución de importaciones, en el cual se crearon empleos que cumplían con los requisitos del empleo estándar (Meza, 2005).

A pesar de estas transformaciones, solamente una pequeña proporción de la población mexicana ha accedido a este tipo de empleos. Guadarrama et al. (2012:214) señalan que “durante esta modernización, el Estado de bienestar convivió con empleos precarios de raíces ancestrales.” Hasta la década de 1980, en el país, había una alta informalidad del empleo, los ingresos y los beneficios vinculados al empleo formal no eran tan considerables, por lo que el acceso a servicios sociales siempre fue segmentado. En 1978, las instituciones de seguridad social solo cubrían 38 por ciento de la población total (Bayón, 2006).

A partir de la década de 1980 hay un nuevo giro en la relación del empleo a nivel mundial. El proceso de globalización y los avances tecnológicos intensificaron la integración económica e incrementaron el nivel de competencia entre compañías. Esto conllevó al outsourcing, es decir, empresas empezaron a trasladar procesos de producción a países con salarios más bajos. Por otra parte, cambios en las regulaciones legales, fueron erosionando los estándares mínimos en el mercado laboral, al igual que las reglas de competencia en el mercado de productos. Los sindicatos e instituciones que protegían a los trabajadores también disminuyeron (Kalleberg, 2009).

En México, la apertura comercial y la globalización de los procesos productivos también generaron una nueva estructura laboral. En primer lugar, el empleo en las grandes empresas empezó a ser desplazado por empleo en unidades productivas de menor tamaño. En segundo lugar, la industria maquiladora de exportación cobró importancia significativa como empleadora. Finalmente, la regulación laboral se cambió para permitir a las empresas la subcontratación de cierto tipo de trabajadores (Meza, 2005).

Esta nueva estructura laboral, aunada a las crisis, condujo a una menor tasa de sindicalización en el país, a un aumento en el autoempleo y al empleo en unidades productivas de menos de diez trabajadores. Este último tipo de empresas no cuenta con excedentes para pagos de seguridad social y los ingresos medios son apenas suficientes para financiar el gasto corriente de la familia (Meza, 2005).

Ante esta realidad, resurgió en la arena pública y académica la discusión de la precariedad laboral y sus perversos efectos sociales. Así mismo, se conjuntaron esfuerzos para refinar su conceptualización. De acuerdo con Olsthoorn (2014) la noción de amenaza de inseguridad laboral ha sido precisada en dos vertientes. En primer lugar, en la inseguridad o habilidad a poder tener ingreso suficiente y, en segundo lugar, en la inseguridad entendida como el riesgo a perder el empleo. Autores como Barbier (2004), Campbell (2010) y Kalleberg (2009), incluyen únicamente esta última vertiente, mientras otros como Cranford y Vosko (2006), Oliveira (2006), ILO (2012), Olsthoorn (2014), Román (2013) y Mora (2012), utilizan ambas. Desde este punto de vista, la precariedad no le permite tener al trabajador una trayectoria laboral que autorice consolidar un nivel de ingresos, una profesionalidad, una estabilidad en el empleo que posibiliten planificar el futuro e integrarse en la vida social de manera adecuada.

Así mismo, se ha confluido en que el concepto de precariedad es multidimensional. En ambas nociones de inseguridad laboral, son varios los atributos que lo componen. En el primero, lo componen un bajo ingreso y carencias económicas, la falta de acceso a seguridad social, poco control sobre las condiciones del trabajo, horas, salario e intensidad del trabajo. En el segundo, la certidumbre laboral, múltiples empleadores, una relación ambigua con el empleador, etc. (Olsthoorn, 2014). En este artículo se consideran varias dimensiones junto a la inseguridad laboral en ambas vertientes.

Por otra parte, hay quienes especifican la precariedad del empleo a través de la percepción del trabajador sobre la inseguridad de su empleo. Este es el caso de Kalleberg (2009: 2) quien define el empleo precario como “un trabajo que es incierto, impredecible, y riesgoso desde el punto de vista del trabajador.” Sin embargo, de acuerdo con Jesnes (2018) este método ha sido considerado como muy subjetivo y puede reflejar insatisfacción con el trabajo en lugar de precariedad. Además, los trabajadores pueden no sentirse con derecho a ciertos beneficios. Una solución podría ser el uso de características tanto objetivas como subjetivas para identificar la precariedad en el empleo. Por ejemplo, Rodgers y Rodgers indican que este concepto es caracterizado tanto por distintos grados objetivos (estatus legal) como subjetivos (sentimientos) de inseguridad e incertidumbre laboral (Rodgers y Rodgers, 1989). En este estudio, al tener acceso solo a datos secundarios se utilizarán únicamente indicadores objetivos de precariedad.

Se considerarán en este estudio las dimensiones especificadas por ILO (2012), quien establece las siguientes dimensiones ya que incluyen ambas vertientes de inseguridad: la laboral y los ingresos.

I.Arreglos contractuales

  1. La duración limitada de un contrato.

  2. La naturaleza de la relación del empleo.

II. Condiciones precarias

  1. Bajo salario.

  2. Poca protección de la terminación del empleo.

  3. Acceso limitado a beneficios sociales y seguridad social.

  4. Acceso limitado de los trabajadores de ejercer su derecho en el trabajo.

Cabe aclarar que a pesar de que el concepto de precariedad se encuentra ligada al de empleo estándar, es distinto a este. Primeramente, el empleo estándar se refiere a una categoría de empleo en específico, aquel de tiempo completo, con seguridad en el empleo, beneficios, salarios decentes y buenas condiciones de trabajo. El empleo no-estándar puede referirse a diversas categorías: al autoempleo, al empleo de tiempo parcial, el empleo temporal, casual, estacional, etc. Por otra parte, enfocarse a las dimensiones de precariedad, permite una mejor representación al indagar los diversos niveles de precariedad en cada uno de los tipos de empleo y poder examinar cómo varía por localidad, género, clase y raza (Cranford y Vosko, 2006).

El empleo informal también difiere del concepto de precariedad del empleo. De acuerdo con la Organización Internacional del Trabajo (OIT), el empleo informal incluye todo trabajo remunerado, tanto el autoempleo y el trabajo asalariado, no reconocido, no regulado o protegido por marcos legales, al igual que el trabajo no remunerado, que se realiza en una empresa generadora de ingreso (Arnold y Bongiovi, 2013). De esta forma, el trabajo precario puede ser desarrollado tanto en el sector formal como en el informal (ILO, 2012).

Metodología

En el presente estudio se utilizan datos de la Encuesta de Ocupación y Empleo (ENOE) levantada por el Instituto Nacional de Geografía y Estadística (INEGI). Esta encuesta es representativa a nivel nacional y tiene como propósito generar información estadística sobre las características ocupacionales de la población. La encuesta se levanta trimestralmente, y una vez al año se aplica un cuestionario ampliado. En este trabajo, se emplean los datos del primer trimestre de 2018 que utiliza el cuestionario ampliado.1

Utilizando datos de la ENOE (INEGI, 2018), se puede distinguir a las personas ocupadas, entre ellas, las que son empleadores, trabajadores por cuenta propia, trabajadores sin paga y los asalariados. Así mismo, obtiene información sobre las condiciones laborales de estos últimos, por lo que el índice de precariedad se refiere exclusivamente a los trabajadores subordinados.

Se considera población joven a aquellas personas que tienen entre 15 y 29 años. Con un análisis factorial, se prueba la posibilidad de construir un índice de precariedad laboral, a partir de los indicadores mostrados en la Tabla 1. Los indicadores fueron seleccionados de acuerdo a variables incluidas en la ENEO que describen las dimensiones de ILO (2012).

Tabla 1: Operacionalización de las dimensiones de precariedad laboral 

Dimensión Subdimensión Indicador Construcción del indicador
Duración contrato Temporalidad del trabajo Contrato por escrito Contrato base 100 no tiene contrato
50 si tiene contrato por
escrito temporal
0 si tiene contrato base.
Condiciones trabajo precarias Ingreso1 Ingreso por hora debajo de la línea de pobreza (brecha) Brecha por debajo de
los dos salarios mínimos,
normalizado a
(0-100)
Prestaciones Prima vacacional Aguinaldo 0 tiene prima
100 no tiene prima
0 tiene aguinaldo
100 tiene aguinaldo
  Seguro social Acceso a seguro social por parte del trabajo 0 tiene seguro social
100 no tiene seguro social
  Protección terminación empleo Pertenencia sindicato 0 no pertenece a sindicato
100 pertenece a sindicato
  Horario 1 Horarios de trabajo mayores a 48 horas a la semana (brecha) (Brecha por arriba de
las 48 horas de trabajo, normalizado (0-100)

Fuente: elaboración propia con base en ILO (2012).

Algunos de estos indicadores difieren de los utilizados previamente por autores para medir la precariedad en el caso mexicano. El indicador que Román (2013) y Mora (2012) usan para medir la dimensión económica es una variable dummy que indica si el ingreso mensual del trabajador subordinado está por debajo de un salario mínimo mensual en el primer caso y de dos en el segundo. El presente análisis difiere de los previos en dos aspectos. Primero, se indaga si el ingreso se encuentra por debajo de la línea de pobreza por ingresos de acuerdo a la medición de CONEVAL (2018). Esta mide que un individuo pueda adquirir una canasta básica de bienes con el ingreso percibido, por lo que este indicador mide específicamente la imposibilidad de salir de la pobreza (alimentaria y no alimentaria). Segundo, en lugar de utilizarse el ingreso mensual, se emplea el ingreso por hora, ya que el tiempo que trabaja una persona influye en su ingreso mensual. No se puede equiparar a una persona que gana $2,000 pesos mensuales que trabaja medio tiempo, con otra que trabaja tiempo completo.

Por otra parte, se prueban dos indicadores de ingreso. Uno que incluye la variable dummy, la cual indica si el individuo gana menos de la línea de pobreza. La otra mide la brecha del ingreso por hora, por debajo del nivel de pobreza. Esto nos permite tener una medida de qué tanto ingreso por debajo de la línea de pobreza obtiene el trabajador. Una persona que obtiene la mitad de la línea de pobreza, tiene mayor precariedad que otra que recibe justo por debajo de esta.

También, para agregar al análisis una medida del exceso de horas de trabajo, se experimenta con dos variables: una variable dummy que indica si el trabajador subordinado trabaja más de 48 horas a la semana; y otra que mide la brecha del horario de trabajo por encima de las 48 horas. Una persona que trabaje 60 horas a la semana tendrá menor bienestar que aquella que trabaja 49.

Cabe aclarar que Mora (2012) recurre en su estudio un indicador que captura si los jóvenes trabajan menos de 35 horas a la semana. Para la presente investigación no se acude a este indicador, pues considera que hay jóvenes que estudian y prefieren tener un empleo de medio tiempo. El exceso de trabajo, aunque puede ser también preferido y elegido, conlleva efectos perjudiciales a la salud mental y física.

En México, el propósito de varios sindicatos, tales como la CTM (la máxima organización sindical), ha sido el corporativismo político y no defender los derechos de los trabajadores (Meza, 2005). A pesar de esto, se considera que los trabajadores afiliados a un sindicato se encuentran más protegidos frente a un posible despido laboral o al empeoramiento de las condiciones laborales. Por este motivo se incluye una variable que indica si el asalariado se encuentra sindicalizado en el presente análisis.

Un indicador fundamental para capturar la certidumbre de la duración del empleo es que el trabajador tenga un contrato por escrito. Se le da un peso más alto al trabajador que tenga un contrato base, comparado con el que tiene un contrato temporal, pues se considera que una persona que tenga este último tipo de contrato tendrá una sensación de inestabilidad e incertidumbre sobre su empleo.

Otros indicadores introducidos en el análisis son las prestaciones (aguinaldo y prima vacacional) y el acceso al seguro social. Un trabajador puede tener acceso a un servicio de salud privado o público por canales distintos al empleo. Sin embargo, por ley, las empresas deben de proporcionar a sus trabajadores acceso a algún tipo de seguro social. Por lo tanto, este indicador es tomado en cuenta.

Para construir el índice con los indicadores propuestos, primero se llevará a cabo un análisis factorial. Este sirve para investigar conceptos que no son medibles directamente. La precariedad laboral es uno de ellos. Condensa un número de variables observables, en términos de un número pequeño de variables (factores) interpretables. Los métodos estándar para llevar a cabo un análisis factorial asumen que las variables son continuas y tienen una distribución normal multivariada. Sin embargo, para este estudio, algunas de las variables que se utilizan para explorar la precariedad son dicotómicas y ordinales. En este caso, un análisis factorial solo puede ser estimado usando una matriz de correlación policórica.

Un coeficiente de correlación policórica es una medida de asociación, tal como el coeficiente de correlación de Pearson, pero para factores ordinales. Cuando los datos de dos variables categóricas se ordenan en una tabla de contingencia, se puede calcular el coeficiente de correlación categórica. La idea fundamental es pensar que las dos variables ordinales tienen una distribución (latente) normal conjunta y que los datos obtenidos son el resultado de una doble discretización de la distribución conjunta (Ekström, 2011).

En este caso, X y Y son dos variables ordinales cuya asociación se va a estudiar. Cada una de ellas tienen r y 𝑠 categorías (o valores). La distribución conjunta de X y Y generalmente es ilustrado con una tabla de contingencia, donde los valores de X y Y etiquetan en correcto orden, las columnas, las filas y las probabilidades conjuntas son expuestas en cada una de las celdas (Ekström, 2011). Estas son calculadas por STATA por máxima verosimilitud en dos pasos. Primero se estiman los umbrales de la distribución marginal de cada factor ordinal y luego se estima la correlación basada en verosimilitud bivariada tratando los umbrales como conocidos. En el presente estudio, entonces, se hace un análisis factorial a partir de una matriz de correlación policórica.

Dado que la diferencia entre la precariedad laboral de jóvenes y no jóvenes puede deberse a la diferencia en los niveles educativos y en la experiencia laboral de ambos grupos etarios, es de gran interés saber si estas variables influyen en la precariedad laboral. Para analizar si estos factores inciden en la precariedad laboral de los jóvenes en comparación con la de los adultos, se estima una regresión lineal.

En la regresión también se incluyen como variables independientes, el sexo de la persona, su estado civil, si la persona vive en zonas rurales o urbanas, el tamaño del establecimiento que trabaja y el sector en el que trabaja. Debido a que estas son nominales (con dos o más categorías) se crean múltiples variables dummy, donde cada una representa una categoría de la variable original. En la regresión, se excluye una dummy que representa una de las categorías de la variable ordinal, esta sirve como referencia con la que se comparan las otras categorías de la variable nominal. Todas las comparaciones se hacen con referencia a esa categoría. El coeficiente del intercepto va a representar la expectativa de la categoría de referencia y los coeficientes de las otras variables dummy de la ordinal, van a mostrar qué tanto estas categorías difieren de la categoría de referencia (omitida).

El estadístico T nos permite comprobar si la regresión entre la variable independiente y la dependiente es significativa. En este caso, dado que el número de observaciones es grande, se considera que la variable es dependiente con un nivel de confianza de 95 por ciento, cuando t equivale a 1.96, y con un nivel de confianza de 99 por ciento cuando es mayor a 2.58.

Resultados

En la Tabla 2 se muestra el porcentaje de personas que cuentan con contrato, acceso a seguro social, aguinaldo y utilidades. Los datos indican que una menor proporción de jóvenes, reciben cada una de estas ventajas laborales, a comparación de aquellos con mayor edad.2 El porcentaje de personas que acceden a estas ventajas aumenta con cada quinquenio de edad, hasta llegar a un máximo entre 50 y 54 años, para después reducirse nuevamente. Debe destacarse que el subgrupo de jóvenes de 14 a 19 años es quien tiene menor propensión a recibir estos beneficios en comparación con el resto de los jóvenes subordinados. Es importante recalcar que las personas más jóvenes tienen menor experiencia adquirida que sus mayores, pero cuentan con un mayor nivel educativo como puede verificarse en el Cuadro A1 del anexo. Por lo tanto, la mayor precariedad del trabajo de los jóvenes no puede explicarse por este último factor.

Tabla 2: Porcentaje de trabajadores asalariados que cuentan con beneficios laborales 

Edad % con
contrato
% con contrato,
que es de base
% subordinados
con contrato base
Seguro
social
Sindicato Aguinaldo Vacaciones
14 a 19 años 21.41 61.66 12.92 21.31 2.07 28.05 20.25
20 a 24 años 49.05 71.76 34.33 48.80 6.33 55.48 46.59
25 a 29 años 59.14 77.83 45.04 58.10 9.61 64.72 57.17
30 a 34 años 59.35 80.89 47.15 59.91 12.29 66.06 58.31
35 a 39 años 57.54 84.66 47.90 57.76 13.96 64.56 56.99
40 a 44 años 57.41 85.76 48.60 58.40 14.60 65.93 58.34
45 a 49 años 58.91 87.56 50.72 59.74 16.00 66.36 59.06
50 a 54 años 58.25 89.46 51.45 59.37 18.82 66.98 59.17
55 a 59 años 55.28 88.40 48.09 56.94 15.87 64.60 55.41
60 a 64 años 44.52 88.49 38.96 44.09 13.56 54.21 46.44
65 a 69 años 36.25 90.72 32.18 35.98 10.58 46.16 36.90
70 a 74 años 25.59 91.88 23.06 26.30 8.68 40.82 30.16
75 o más 23.73 86.82 20.00 24.70 5.62 37.67 29.22
Total 57.17 82.70 46.26 58.27 13.84 65.72 57.35

Fuente: elaboración propia con base en la ENOE 2018, primer trimestre.

En la Tabla 3, se pueden observar las estadísticas relacionadas con los asalariados que cuentan con un ingreso por hora menor a la línea de pobreza y el de aquellos que tienen un horario mayor a las 48 horas semanales. Sobresale el alto porcentaje de subordinados que trabajan más de 48 horas (casi 30 por ciento) y el que gana un ingreso por hora menor a la línea de pobreza (uno en cada tres subordinados, 33 por ciento). El porcentaje de trabajadores subordinados que trabajan por encima de las 48 horas no varía sustancialmente por grupos de edad (exceptuando a aquellos entre 14 y 19 años). En cambio, el porcentaje de subordinados que obtiene un ingreso por hora menor a la línea de pobreza va disminuyendo con la edad, al igual que la brecha de ingreso por debajo de la línea de pobreza. Puede deducirse que el mayor nivel educativo en promedio de los jóvenes conlleva a que sean en promedio menos pobres. Por otra parte, destaca que estas dos variables tienen una tendencia distinta, por grupo de edad, en relación con el resto de las variables de precariedad incluidas en el análisis.

Tabla 3: Horas de trabajo a la semana e ingreso por hora de los trabajadores asalariados 

Tiempo trabajo
más 48 horas
Ingreso por hora debajo
de la pobreza
%
personas
Brecha Desv. Est.
Brecha
%
personas
Brecha Desv. Est.
Brecha
14 a 19 años 24.38 2.62 6.39 31.13 2.74 5.47
20 a 24 años 28.51 3.12 7.03 32.51 4.07 6.83
25 a 29 años 29.15 3.36 7.51 33.69 4.62 7.21
30 a 34 años 30.15 3.53 7.61 33.35 4.68 7.28
35 a 39 años 28.51 3.56 7.95 33.22 4.59 7.19
40 a 44 años 29.97 3.60 7.91 34.63 4.77 7.26
45 a 49 años 29.49 3.69 8.18 35.37 4.96 7.38
50 a 54 años 27.41 3.56 8.29 37.70 5.29 7.53
55 a 59 años 28.73 3.95 8.71 38.31 5.30 7.51
60 a 64 años 25.35 3.42 8.15 38.87 5.08 7.34
65 a 69 años 25.90 3.70 8.51 37.49 4.69 7.10
70 a 74 años 20.10 3.78 10.49 38.43 4.47 6.93
75 años o más 15.70 2.67 8.53 38.58 4.03 6.48
Total 28.05 3.46 7.88 34.39 4.59 7.16

Fuente: elaboración propia con base en la ENOE 2018, primer trimestre.

Hasta este punto se ha verificado que un mayor porcentaje de jóvenes no cuentan con ciertos indicadores de precariedad, mientras que con otros sí, tales como el ingreso debajo de la línea de pobreza y el horario de trabajo mayor a 48 horas. En la próxima sección se hará un análisis factorial para construir un índice de precariedad laboral.

Análisis factorial

Las Tablas 4 y 5 muestran los resultados del análisis factorial. Con base en el criterio de raíz característica mayor a 1, es posible reconocer solamente un factor.3 Las variables asociadas fuertemente con el primer factor incluyen variables de ambas dimensiones: duración del contrato (tener contrato) y condiciones de trabajo precarias (tener seguro social, tener aguinaldo, tener vacaciones y pertenecer al sindicato). La carga factorial de la variable “pertenecer a un sindicato” es mucho más baja que las demás, sin embargo, es mayor a 0.5 que de acuerdo con Comrey y Lee (1992), es una buena correlación. Por el otro lado, tanto los indicadores de brecha de exceso de horas de trabajo y de brecha de ingreso por debajo de la línea de pobreza tienen una correlación muy baja con el primer factor, menos de 0.2, además, en el caso del ingreso esta correlación es negativa.4 Esto último puede ser un indicador de que el ingreso y la precariedad son sustitutos. Un trabajador puede elegir un empleo con mayor ingreso a costa de tener mayor precariedad y viceversa. Es más, tanto las variables de brecha del ingreso como la brecha de exceso de hora de tienen una singularidad de casi 0.9, lo que quiere decir que no están correlacionados con las demás variables.

Tabla 4: Resultados análisis factorial: valores Eigen 

Valor Eigen Diferencia Proporción Acumulado
Factor1 4.377 4.181 0.957 0.957
Factor2 0.196 0.110 0.043 1.000
Factor3 0.086 0.051 0.019 1.019
Factor4 0.035 0.044 0.008 1.027
Factor5 -0.010 0.010 -0.002 1.024
Factor6 -0.020 0.073 -0.004 1.020
Factor7 -0.092 -0.020 1.000

Fuente: elaboración propia con base en la ENOE 2018, primer trimestre.

Tabla 5: Resultado análisis factorial: cargas factoriales 

Variable Factor1 Factor2 Factor3 Factor4 Singularidad
Contrato 0.943 -0.084 -0.106 0.040 0.092
Seguro Soc. 0.976 -0.003 -0.079 0.085 0.035
Aguinaldo 0.973 -0.097 0.149 -0.044 0.020
Vacaciones 0.989 -0.033 0.058 -0.090 0.010
Sindicato 0.746 0.287 0.031 0.048 0.359
Ing. Pobreza -0.223 0.130 0.184 0.070 0.895
Exc. Horas tr. 0.085 0.282 -0.090 -0.094 0.897

Fuente: elaboración propia con base en la ENOE 2018, primer trimestre.

El índice de precariedad laboral se construye entonces, con una sola escala, con indicadores correspondientes a ambas dimensiones de precariedad del empleo, pero excluyendo el ingreso debajo de la línea de pobreza y el exceso de horas de trabajo. El coeficiente Alpha Cronbach de este índice sintético es de 0.88, por lo que la fiabilidad o consistencia interna del índice es bastante bueno.5

Para asignar los ponderadores de los indicadores, se utiliza el método utilizado por Nicoletti et al. (2000) en el que se agrupa a los indicadores con las mayores cargas factoriales. El cuadrado de las cargas factoriales representa la proporción de la varianza del indicador que es explicado por el factor. Debido a que el índice consiste de una sola escala, se reestimó el análisis factorial con los indicadores que la constituyen, para obtener cargas factoriales, por lo tanto, ponderadores más exactos (Tabla 6).6

Tabla 6: Ponderadores utilizados para calcular el índice 

Cargas Ponderador
Contrato 0.942 0.205
Seguro Soc. 0.974 0.220
Aguinaldo 0.974 0.220
Vacaciones 0.989 0.226
Sindicato 0.744 0.128
Var. Exp 4.317

Fuente: elaboración propia con base en la ENOE 2018, primer trimestre.

Índice de precariedad

En la Tabla 7 se muestran los resultados del índice de precariedad laboral de los trabajadores subordinados. El rango del valor del índice va de 0 a 100, entre mayor el valor, mayor la precariedad de la persona. El primer resultado sobresaliente es que la desviación estándar del valor del índice es muy elevada, indicando que hay una gran dispersión de datos. Aproximadamente 68 por ciento de estos últimos se encuentran en valor del índice entre 9.93 y 91.4. El promedio del valor del índice de precariedad es significativamente (con un nivel de confianza de 95 por ciento) más bajo para mujeres que para hombres. Dado que las mujeres tienden a trabajar en mayor medida en trabajos por cuenta propia, en trabajos no remunerados, además, se encuentran segregadas en empleos más bajos (De Oliveira y Ariza, 2000). No obstante, este resultado es consistente con los encontrados en otros estudios sobre precariedad en México (De Oliveira, 2006; Román, 2013).

Tabla 7: Valor del índice de precariedad laboral de los subordinados 

Media Desv. Estándar
Total 50.67 40.74
Hombres 52.50 40.91
Mujeres 47.65 40.28

Fuente: elaboración propia con base en la ENOE 2018, primer trimestre.

En la Tabla 8, se muestran los resultados del índice por grupo de edad. En concordancia con las tablas descriptivas presentadas anteriormente, se puede observar que son los jóvenes quienes tienen una mayor precariedad en el empleo. A menor edad de los jóvenes, mayor la precariedad. Al comparar el valor del índice por sexo, se evidencia que son los hombres de entre 15 y 34 años quienes tienen un valor del índice significativamente mayor que el de las mujeres. No obstante, las mujeres mayores a 55 años, tienen una mayor precariedad que los hombres. La diferencia en estos datos puede deberse al mucho menor nivel educativo de las mujeres mayores. De acuerdo con INEGI (2017), el rezago educativo (que identifica a las personas que no han terminado la educación básica) es mayor para las mujeres mayores de 50 años, que su contraparte masculina. En cambio, las mujeres menores de 30 años tienen un rezago educativo menor en comparación con los hombres de la misma edad.7

Tabla 8: Índice de precariedad por grupos de edad 

Total Hombre Mujer
Grupos de edad Media Desv. Est. Media Desv. Est. Media Desv. Est.
14 a 19 80.34 32.10 82.32 30.77 75.87 34.50
20 a 24 56.53 39.49 59.18 39.60 51.82 38.86
25 a 29 47.53 39.26 50.79 39.79 42.19 37.78
30 a 34 46.08 39.92 48.44 40.46 42.49 38.81
35 a 19 47.05 40.70 47.71 40.67 46.05 40.73
40 a 44 46.17 40.32 47.51 40.58 44.26 39.86
45 a 49 45.03 40.67 45.04 40.65 45.02 40.68
50 a 54 44.66 40.85 45.00 40.78 44.14 40.94
55 a 59 47.45 40.86 46.58 40.60 49.09 41.28
60 a 64 57.00 41.49 56.68 41.52 57.65 41.42
65 a 69 64.76 40.15 64.33 39.88 65.71 40.72
70 a 74 71.88 37.23 71.79 37.22 72.11 37.26
75 a 79 73.72 35.31 71.81 36.14 79.73 31.78
No joven 47.31 40.74 48.21 40.85 45.88 40.53
Joven 57.30 39.92 60.55 39.80 51.46 39.47
Total 50.67 40.74 48.49 41.03 43.32 36.98

Fuente: elaboración propia con base en la ENOE 2018, primer trimestre.

La Tabla 9 muestra la precariedad laboral por nivel educativo. No sorprende que aquellos subordinados que no cuentan con un nivel educativo básico tienen en promedio un mayor nivel de precariedad que aquellos con mayores grados. Otro patrón interesante emerge de estos resultados. La diferencia entre el promedio del índice entre jóvenes y no jóvenes incrementa sustancialmente para aquellos que estudiaron por lo menos la secundaria.

Tabla 9: Índice de precariedad por nivel educativo 

Ninguno Primaria Secundaria Preparatoria Normal o Tec. Profesional Posgrado
14 a 19 93.85 83.47 83.47 73.70 71.61 65.33 n.a.
20 a 24 81.63 62.26 62.26 53.09 47.21 46.36 25.35
25 a 29 86.05 59.16 59.16 44.61 36.11 32.92 23.73
30 a 34 86.84 58.39 58.39 42.33 33.18 24.73 18.57
35 a 39 86.99 56.63 56.63 38.35 33.20 22.00 18.61
40 a 44 78.50 52.98 52.98 36.15 31.13 21.28 15.70
45 a 49 81.14 50.39 50.39 34.43 27.77 20.88 13.04
50 a 54 83.66 48.68 48.68 35.27 25.02 19.03 14.17
55 a 59 83.91 47.82 47.82 37.35 28.11 22.79 14.12
60 a 6 87.20 57.10 57.10 45.54 30.51 25.08 8.95
65 a 69 85.31 59.44 59.44 42.80 43.88 32.17 12.72
70 a 74 90.93 61.09 61.09 62.58 49.46 26.10 17.11
75 o más 89.66 49.91 49.91 93.73 49.57 39.52 10.53
No jóvenes 84.39 73.28 53.77 38.19 30.09 22.39 15.58
Jóvenes 86.40 81.45 67.26 54.69 43.38 38.54 23.83

Fuente: elaboración propia con base en la ENOE 2018, primer trimestre.

Esto nos indica que aquellos sin secundaria completa, en su gran mayoría, solo han podido acceder a un empleo con altos matices de precariedad, sin importar su edad. En cambio, una mayor proporción de jóvenes que han concluido con un nivel educativo básico, no tienen empleos de la misma calidad que los que tienen sus contrapartes mayores. Son entonces, los jóvenes con educación básica concluida quienes no logran cerrar la brecha con los adultos en niveles de precariedad. Esto no significa que no deba atenderse la precariedad laboral de aquellos que no tienen estudios, al contrario.

Resultados

Hasta ahora sabemos que los jóvenes tienen una mayor precariedad laboral en relación con su contraparte adulta. Entre mayor sea el nivel educativo, mayor es la brecha entre ambos. Para identificar cómo influyen los años de escolaridad y la experiencia en el nivel de precariedad de los jóvenes en comparación con los no jóvenes, realizamos una regresión lineal. En un primer modelo, se incluyen a los jóvenes solamente como una variable dummy. De esta forma, se asume que los jóvenes tienen solamente una distinta ordenada al origen que los adultos. En un segundo modelo, se prueba si el efecto de tener un año de escolaridad o de experiencia es distinta en jóvenes que en adultos. Esto se hace incluyendo un efecto de interacción entre la variable joven con las de escolaridad y experiencia. En el tercer modelo se incluye una variable de interacción entre la variable mujer y las variables: joven, educación, experiencia y estado civil. De esta forma se indaga si estas variables explicativas influyen de forma distinta en las mujeres.

En la Tabla 10 se muestran las estadísticas descriptivas de las variables explicativas más importantes incluidas en la regresión. Sobresale que las mujeres subordinadas tienen un nivel de escolaridad mayor que el de los hombres. Por otra parte, hay una proporción mayor de hombres subordinados casados, mientras que hay un mayor porcentaje de mujeres subordinadas solteras, separadas y viudas. También hay una menor proporción de mujeres que de hombres.

Tabla 10: Estadísticas de variables incluidas en la regresión 

Total Hombres Mujeres
Media Desv.
Est.
Media Desv.
Est.
Media Desv.
Est.
Escolaridad 10.54 4.21 10.18 4.15 11.13 4.22
Experiencia 20.61 14.28 20.91 14.49 20.13 13.91
Variables dummy Porcentaje Porcentaje Porcentaje
Soltero 32.76 29.40 38.29
Casado 58.66 65.85 46.87
Separado 6.59 3.86 11.08
Viudo 1.97 0.88 3.76
Jóvenes 33.62 34.73 31.79
Mujeres 37.84

Fuente: elaboración propia con base en la ENOE 2018, primer trimestre.

En la Tabla 11 se muestran los resultados de la regresión. En los tres modelos la hipótesis nula de que todos los coeficientes son igual a cero es rechazada, ya que la probabilidad de F ˃ 0 es igual a cero. La R cuadrada es la proporción de la varianza de la variable dependiente que puede ser explicada por las variables independientes de los tres modelos es cercana a 0.54. Por otra parte, todos los coeficientes de la regresión son significativos al 0.01 por ciento.

Tabla 11: Resultados regresión lineal 

Modelo 1 Modelo 2 Modelo 3
Coef. Std. Err. t Coef. Std. Err. t Coef. Std. Err. t
Escolaridad -2.197 0.002 -1461.13 -2.080 0.002 -1249.24 -1.894 0.002 -965.65
Experiencia -0.800 0.002 -496.95 -0.380 0.002 -194.07 -0.363 0.002 -154.80
Exper˄2 0.010 0.000 413.66 0.004 0.000 143.81 0.005 0.000 132.33
Mujer -1.774 0.011 -167.98 -1.674 0.011 -158.70 4.272 0.071 60.54
Casado -2.690 0.012 -230.45 -1.828 0.012 -154.77 -3.082 0.016 -196.72
Separado -2.468 0.021 -118.99 -1.767 0.021 -85.15 -0.954 0.033 -28.97
Viudo -2.503 0.036 -70.09 -1.351 0.036 -37.80 -1.558 0.066 -23.49
Joven -0.507 0.019 -27.11 19.956 0.057 350.86 19.934 0.059 340.01
Rural 2.340 0.010 237.45 2.294 0.010 233.46 2.301 0.010 234.24
Est. Pequeño -30.985 0.014 -2219.96 -30.757 0.014 -2207.84 -30.721 0.014 -2206.90
Est. Mediano -44.689 0.015 -2893.37 -44.344 0.015 -2875.04 -44.322 0.015 -2875.24
Est. Grande -51.441 0.017 -3071.35 -51.088 0.017 -3055.18 -51.115 0.017 -3058.10
Est. Gobiern -44.677 0.022 -2016.67 -44.443 0.022 -2010.71 -44.347 0.022 -2007.72
Est. Otro 14.382 0.022 657.22 14.519 0.022 664.95 13.557 0.023 599.07
Construcción 21.716 0.039 562.20 21.815 0.039 566.24 21.863 0.039 567.57
Manufactura 4.603 0.036 127.21 4.630 0.036 128.30 4.187 0.036 115.81
Comercio 10.094 0.037 271.09 10.071 0.037 271.19 9.644 0.037 259.37
Servicio 11.163 0.035 316.61 11.176 0.035 317.81 10.779 0.035 306.12
Agropecuario 18.624 0.039 474.53 18.761 0.039 479.22 18.783 0.039 479.83
Jov*esc -0.594 0.003 -185.68 -0.558 0.003 -172.86
Jov*exper -2.266 0.006 -373.920 -2.286 0.006 -376.84
Jov*exper˄2 0.082 0.000 227.370 0.085 0.000 234.91
Muj*esc -0.513 0.003 -179.55
Muj*exper -0.034 0.003 -10.03
Muj*exper˄2 -0.001 0.000 -22.37
Muj*sep -1.097 0.042 -25.85
Muj*unid 3.001 0.024 127.40
Muj*viudo 0.703 0.079 8.90
Muj* joven -1.237 0.039 -31.73
Constante 96.223 0.050 1915.220 87.680 0.054 1612.540 86.149 0.060 1435.87
Prob > F 0 Prob > F 0 Prob > F 0
R squared 0.540 R squared 0.542 R squared 0.543
Adj R-squared 0.534 Adj R-squared 0.542 Adj R-squared 0.543

Fuente: elaboración propia con base en la ENOE 2018, primer trimestre.

Recordemos que en el primer modelo se asume que el nivel de precariedad es distinto en los jóvenes, pero los retornos a la educación y la experiencia en términos de una menor precariedad, son los mismos que la de los adultos. A partir de los resultados se puede observar que, si se mantienen las demás variables constantes, cada año de escolaridad disminuye el índice de precariedad en 2.2 unidades. Cada año de experiencia también disminuye la precariedad laboral. Al incluir la experiencia de forma cuadrática se está asumiendo que esta variable disminuye la precariedad de forma decreciente hasta llegar a un mínimo, que, en este caso, se da a los 40 años de experiencia.

Los resultados indican también que, dado un mismo valor en las demás variables, los jóvenes tienen en promedio un menor nivel de precariedad que los adultos, aunque esta diferencia no es tan pronunciada, al ser solo de 0.5 unidades. Esto es contra intuitivo, ya que en niveles absolutos son los jóvenes, en promedio, quienes tienen un mayor nivel de precariedad. Esto se debe, entonces, a los valores de las otras variables independientes.

Las mujeres también tienen, en promedio, un menor nivel de precariedad que los hombres, cuando el valor de las demás variables es el mismo. El estado civil de los subordinados también influye en su nivel de precariedad. En promedio, los separados son quienes menor precariedad tienen, seguido de los casados, los viudos; los más precarios son los solteros. Esto puede deberse a que los solteros pueden aceptar empleos menos precarios si se les ofrecen otros beneficios, tales como el ingreso.

En el segundo modelo, se prueba si los rendimientos a la educación y experiencia son distintos entre los jóvenes y los no jóvenes. Los resultados indican que cada año de escolaridad, manteniendo las demás variables constantes, reduce la precariedad de los jóvenes en promedio en 0.6 unidades más que las de los adultos. Es decir, cada unidad adicional de escolaridad disminuye en promedio el valor del índice de precariedad laboral en 2.8 unidades en los jóvenes y en 2.2 en los adultos. Cada año de experiencia, también reduce en mayor medida el nivel de precariedad de los jóvenes en comparación con los adultos. En este caso se está suponiendo no solo que la experiencia tiene rendimientos decrecientes, sino que los rendimientos de adultos tienen un distinto comportamiento al de los jóvenes. En cuanto al rendimiento, la educación y la experiencia (y las otras variables independientes), los jóvenes tienen en promedio un valor de índice 20 unidades mayor que los no jóvenes. Entonces, al comenzar, los jóvenes tienen un mayor nivel de precariedad cada año de experiencia y de educación es más importante para ellos con objeto de reducir su precariedad.

En el tercer modelo, se exploran los efectos del sexo en la precariedad laboral. Cada año de escolaridad y de experiencia, es más importante para las mujeres que para los hombres a fin de reducir su nivel de precariedad. Una vez que se controla por la diferencia entre sexos en el rendimiento a la educación y la experiencia, dadas las demás variables, las mujeres tienen en promedio una precariedad ligeramente mayor que los hombres. El menor nivel de precariedad de las mujeres que se observaba en las regresiones anteriores se debía entonces a los mayores rendimientos, a la educación y a la experiencia. Manteniendo las demás variables constantes, las mujeres casadas tienen en promedio un índice tres puntos más alto que los hombres casados, las viudas 0.7, mientras que es 1.1 menor que las separadas. Esto lo pueden explicar los roles de género, quienes indican que los hombres son los principales proveedores del hogar. Recaerá en los casados entonces, la responsabilidad de tener un trabajo estable. Por otra parte, las mujeres jóvenes tienen en promedio un menor nivel de precariedad que los hombres jóvenes.

La precariedad del empleo dependerá también de la rama en que se inserta el trabajador. Comparado con la rama “otros”, la de servicios, la manufactura y comercio, los empleados que trabajan en la rama de las construcción y agricultor tienen una mayor propensión a contar con un trabajo altamente precario. Por otra parte, a mayor tamaño del establecimiento del empleo, menor la probabilidad de contar con un empleo precario. Sorprendentemente, los empleados en el sector público no son aquellos que tienen una menor probabilidad de contar con menor precariedad, sino aquellos que laboran en las grandes empresas. Aquellos que trabajan en una localidad rural son más proclives a tener un empleo precario.

Conclusiones

El objetivo del artículo era indagar si los jóvenes tienen un trabajo más precario que los no jóvenes. El primer paso fue construir un índice de precariedad laboral. Con esta meta se estimó un análisis factorial y se determinó que debido a que no están correlacionadas con las otras variables de precariedad, no debían incluirse en el índice, ni la variable dummy que identificara a los subordinados con un ingreso menor a la línea de pobreza, ni la variable que identifica a los subordinados que trabajan exceso de horas (ni sus brechas). En las tablas descriptivas comparativas de las variables de precariedad, por grupo de edad, ya se vislumbraba un comportamiento distinto de esas variables.

Además del motivo estadístico, hay uno analítico para separar la variable que identifica el ingreso por debajo de la pobreza, del análisis y puede dar pie a futuras investigaciones. Debe estudiarse la posibilidad de que los subordinados prefieren un ingreso más alto (o por encima de la línea de pobreza) aunque este sea más precario. Es decir, en qué medida los trabajadores tienen que decidir entre mayor nivel de precariedad en el empleo o un mayor ingreso. El que los subordinados tengan distintos grados de precariedad dependiendo del estado civil, puede ser un ejemplo de esto. Los solteros, al tener menos obligaciones familiares, podrán preferir un ingreso más alto a costa de un empleo altamente precario.

Por otra parte, es evidente que los jóvenes subordinados tienen en promedio un mayor grado de precariedad en el empleo que los adultos, pero solo aquellos que tienen un grado escolar mayor al de secundaria, es decir, que cuentan con educación básica. Se puede argumentar que es natural que los jóvenes tengan un empleo más precario que los adultos, ya que van comenzando. Sin embargo, en primer lugar, tener un trabajo estable y con las prestaciones de ley, es un derecho. Como tal, los Objetivos de Desarrollo Sostenible tienen como meta “Proteger los derechos laborales y promover un entorno de trabajo seguro y sin riesgos para todos los trabajadores, incluidos los trabajadores migrantes, en particular las mujeres migrantes y las personas con empleos precarios”. En segundo lugar, el empleo precario impide a los jóvenes tener una trayectoria y planear su vida, como casarse, comprar una casa etcétera. En tercer lugar, conlleva altos costos de estrés y salud, sobre todo en jóvenes que no cuenten con apoyo familiar. Es importante que se generen leyes y políticas que impidan a los empleadores ofrecer trabajos precarios.

Adicionalmente, no se sabe si esta es una tendencia de largo plazo en la cual los jóvenes ya no podrán acceder en un futuro a mejores empleos. Por lo tanto, queda pendiente para investigaciones futuras indagar el patrón del comportamiento de la precariedad laboral de los jóvenes en las últimas décadas. Se ha supuesto que la precariedad laboral ha aumentado desde la década de 1980 y que los jóvenes son quienes han sufrido más de ese incremento.

Así mismo, un resultado consistente a través de los estudios de precariedad en México es que las mujeres son quienes tienen un menor nivel de precariedad que los hombres. En este artículo se pudo constatar que esto se debe a sus distintos retornos a la educación y la experiencia. Como agenda pendiente queda todavía el ahondar en las diferencias en la precariedad entre hombres y mujeres.

Por último, haciendo una encuesta ad hoc para medir la precariedad laboral, se podrían incorporar más variables de precariedad laboral. Sería importante incluir un indicador que mida qué tan definida está la relación con el empleador (ej. si los subordinados trabajan con una compañía de outsourcing), ya que los derechos de los trabajadores dependen de esta. Por otra parte, sería fundamental contar con información sobre las subjetividades de los trabajadores, es decir, sobre la incertidumbre y el riesgo que estos perciben.

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1 Se utilizan datos del año 2018, ya que el primer trimestre de 2019 fue un año atípico, empezaba el gobierno del presidente Andrés Manuel Obrador, además, la economía mexicana se contrajo (INEGI 2019).

2 Por otra parte, una proporción más baja de subordinados mayores de 60 años, en contraste con aquellos más jóvenes, reciben estas ventajas.

3 Este resultado difiere al obtenido por Mora (2012), quien rechaza la hipótesis de que los indicadores de precariedad puedan ser resumidos en un solo indicador. Debe recordarse que las variables utilizadas por este autor difieren de las de este estudio.

4 Los resultados no cambian de forma importante si las variables “exceso de horas de trabajo” e “ingreso por hora debajo de la línea de pobreza” son incluidas en forma de dummy en lugar de brechas en el análisis factorial.

5 El Alpha Cronbach disminuye a 0.811 cuando se incluyen las variables de ingreso por debajo de la línea de pobreza y exceso de horas de trabajo, y a 0.85 cuando se incluye sólo la de exceso de horas de trabajo.

6 Al comparar las cargas factoriales de la Tabla 5 con la Tabla 6 se puede vislumbrar que solo hay diferencias decimales.

7 No hay diferencia significativa entre hombres y mujeres para este indicador.

Apéndice

Cuadro A1: Años de escolaridad por grupos de edad 

Edad Promedio Desv. Est.
14 a 19 años 9.53 3.26
20 a 24 años 11.70 4.26
25 a 29 años 11.85 4.92
de 30 a 34 años 11.33 5.28
de 35 a 39 años 10.61 5.10
de 40 a 44 años 10.20 5.58
de 45 a 49 años 9.95 5.43
de 50 a 54 años 9.64 6.22
de 55 a 59 años 9.06 6.62
de 60 a 64 años 8.18 6.42
de 65 a 69 años 7.06 6.52
de 70 a 74 años 5.95 5.65
de 75 años o más 4.75 7.36

Recibido: 07 de Abril de 2020; Aprobado: 06 de Julio de 2022

Arlette Covarrubias Feregrino Es profesora investigadora del Colegio Mexiquense enfocada en el estudio de diversos temas relacionados con pobreza, bienestar y desigualdad de grupos marginados. Tiene un doctorado en Desarrollo Internacional por parte de la Universidad de East Anglia, del Reino Unido, estudió la maestría en Economía Agrícola y Aplicada en la Universidad de Wisconsin Madison y la licenciatura en economía en la Universidad Iberoamericana, CDMX. Ha impartido clases en la maestría en Ciencias sociales con especialidad en desarrollo municipal y en el doctorado en Ciencias sociales del Colegio Mexiquense. También ha sido consultora para ONU-Mujeres Nueva York, OXFAM América en Camboya y DFID en el Reino Unido. Es miembro del Sistema Nacional de Investigadores, nivel I. Dirección electrónica: arlette.cov@gmail.com Registro ORCID: https://orcid.org/0000-0002-9854-2750

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