El aumento en la oferta laboral de las mujeres casadas en Uruguay
| Autor | Alma Espino, Martín Leites, Alina Machado |
| Páginas | 13-53 |
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SEGUNDO SEMESTRE DE 2009, PP. 13-53.
ISSN 0120-3584.
DESARROLLO Y SOCIEDAD
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El aumento en la oferta laboral de las
mujeres casadas en Uruguay*
The Increase in Labor Supply of Married
Women in Uruguay
Alma Espino
Martín Leites
Alina Machado
Resumen
En este artículo se examina la elasticidad no compensada de la oferta
de trabajo a los ingresos laborales reales (propios y de la pareja) y
a los ingresos del hogar, entre las mujeres casadas en el Uruguay
(1991-2006), sobre la base de datos de corte transversal. Al igual
mucho más sensible a sus propios salarios que la de los hombres. La
elasticidad al ingreso laboral propio permaneció relativamente estable
en los años noventa y ha sido ligeramente decreciente en la primera
década del siglo X X I . La presencia de niños en el hogar (negativa) y la
* Los autores agradecen los valiosos comentarios recibidos sobre una versión anterior a este
documento, realizada por los evaluadores anónimos y por la editora invitada, Ximena Peña.
Por supuesto, los errores u omisiones que permanezcan son de exclusiva responsabilidad
de los autores.
C S I C ).
Instituto de Economía, Facultad de Ciencias Económicas y Administración, Universidad
de la República (UD E L A R ). Correos electrónicos: alma@iecon.ccee.edu.uy; mleites@iecon.
ccee.edu.uy; alina@iecon.ccee.edu.uy. Página web: www.iecon.ccee.edu.uy.
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El aumento en la oferta laboral de las
mujeres casadas en Uruguay
Alma Espino, Martín Leites y Alina Machado
escolaridad (positiva) son las variables que más inciden en las horas
de trabajo. Las mujeres más educadas presentan menor elasticidad a
femenino, las políticas públicas deben considerar el cuidado infantil y
promover la corresponsabilidad de hombres y mujeres en la realización
del trabajo no remunerado en el hogar.
Palabras clave: oferta laboral, salarios, elasticidades oferta salarios,
empleo femenino, cónyuges.
J112, J121, J122, J130.
Abstract
This paper examines the uncompensated elasticity of labor supply to
real labor income (own and partner) and household income among
married women in Uruguay (1991-2006) based on cross-sectional data.
As has been shown for other countries, women’s labor supply is consi-
derably more sensitive to their own wages than men’s. The own wage
elasticity is relatively stable in the nineties and it is slightly decreasing
in the 2000s. Children in home (negative) and schooling (positive) have
the strongest incidence in labor hours. More educated women present
smaller and decreasing wage elasticities. Public policies must consider
children care and promote joint responsibility between men and women
on non remunerated work in order to facilitate female employment.
Key words: labor supply, wages, elasticities of labor supply, women´s
employment, married couples.
J112, J121, J122, J130.
Introducción
En Uruguay, acompañando las tendencias internacionales, la participa-
ción de las mujeres en el trabajo remunerado ha tenido un importante
aumento en las últimas tres décadas. En este documento se analiza
la evolución de la oferta laboral femenina, con énfasis en la de las
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mujeres casadas y unidas, quienes en función de sus roles de género
han sido caracterizadas como trabajadoras secundarias, sensibles a las
variaciones de los salarios de sus cónyuges/parejas. Ello lleva implícito
un fuerte supuesto sobre la determinación de la oferta laboral feme-
nina, es decir, que tal determinación estaría asociada básicamente a la
necesidad de compensar los ingresos en los hogares.
Diversos estudios en el ámbito internacional muestran que la elasti-
cidad de la oferta laboral femenina al salario de su cónyuge presenta
una tendencia decreciente y, al mismo tiempo, señalan que las mujeres
son cada vez menos sensibles a su propio salario.
El propósito de este documento es examinar las características de
la evolución de la oferta laboral femenina en el país en el período
características generacionales. A su vez, se analiza la evolución de la
elasticidad de la oferta laboral de las mujeres a los ingresos, los deter-
El documento está organizado en cinco apartados. En el primero se
presenta el marco de análisis para la oferta laboral femenina, desta-
cando el interés que la perspectiva de género puede aportar en ese
análisis y se recogen antecedentes de la bibliografía internacional. En
el segundo apartado se realiza un diagnóstico de carácter descriptivo
aproximarse al análisis de los cambios intergeneracionales en la parti-
cipación laboral femenina, se recurre al uso de pseudopaneles. En el
tercer apartado se describen los aspectos metodológicos y la estrategia
de investigación. En el apartado 4 se analiza la evolución de la elas-
conclusiones.
I. Marco de análisis y antecedentes
sujeto de análisis en los estudios económicos convencionales se hizo
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El aumento en la oferta laboral de las
mujeres casadas en Uruguay
Alma Espino, Martín Leites y Alina Machado
dinámica de los hogares (Becker, 1965; Mincer, 1962). El concepto de
género ha permitido analizar desde diferentes disciplinas las desigual-
dades entre los individuos, tomando distancia de las diferencias bioló-
gicas entre los sexos. Las diferencias de género se relacionan con los
roles de hombres y mujeres en la vida en sociedad, los que implican,
a su vez, diferentes posiciones jerárquicas. Ello se revela tanto en el
plano social como en el político y el económico, en la esfera de la
vida privada, de los hogares, y la de lo público. En cada uno de esos
ámbitos las mujeres tienen mayoritariamente un papel asociado al
cuidado de las personas. Para hombres y mujeres la importancia de la
vida familiar y las obligaciones en ese espacio parecen ser distintas.
Ello se originaría en la división sexual del trabajo, es decir, en las
obligaciones y responsabilidades que a uno y otro sexo les han sido
socialmente asignadas. No obstante, en la medida que las diferencias
entre hombres y mujeres se visualizan como diferencias de género,
construidas social, cultural e históricamente, éstas pueden disminuir
resultado del incremento de la presencia de las mujeres en el mercado
la fecundidad, expectativas de divorcios), los hombres y las mujeres
estarían en condiciones similares para compartir responsabilidades
del hogar y del mercado. En ese caso, sería posible esperar que la
elasticidad de la oferta femenina tendiera a aproximarse a la de los
hombres, en el sentido de que las mujeres son cada vez menos sensi-
bles a su propio salario. Si, en cambio, las obligaciones relativas al
cuidado de los hijos y el tiempo de trabajo no remunerado continuaran
condicionando sus opciones laborales, estas diferencias se mantendrían
(Blau y Kahn, 2005).
En ese sentido puede decirse que la igualdad de oportunidades laborales
no depende exclusivamente de la normativa orientada a disminuir la
discriminación en el mercado laboral. Las medidas de acción positiva
-
cientes para la equidad de género e incluso perjudiciales en cuanto a
la reproducción social, si no se presta atención a la distribución del
tiempo global del trabajo entre hombres y mujeres, incluyendo el no
remunerado. En particular, ello puede ser más grave para las mujeres
y los hogares de menores ingresos que no pueden acceder a bienes y
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servicios que provee el mercado, al tiempo que se ven necesitados del
trabajo remunerado de las mujeres (C E P A L , 2007).
Las preguntas principales que se procura responder en este documento
son las siguientes: ¿Ha declinado la elasticidad de la oferta laboral
de las mujeres casadas sobre sus propios salarios durante el período de
análisis? ¿Ha cambiado su sensibilidad al ingreso de sus parejas y
otros ingresos del hogar? ¿Cómo han evolucionado los determinantes
de su oferta de trabajo?
La mayoría de los estudios de oferta de trabajo en el ámbito interna-
cional reportan una relación positiva entre las decisiones de trabajar
en forma remunerada de los individuos y sus propios salarios, y
convencionalmente esta relación se examina a través de elasticidades.
La magnitud de las elasticidades estimadas en diversas investigaciones
-
dencia de los ingresos laborales propios en las horas de dedicación al
mercado laboral. Esto es, la oferta laboral femenina es considerable-
mente más sensible a los aumentos de salarios que la masculina.
de la elasticidad de los salarios propios a la oferta laboral en varios
estudios recientes dan como resultado que la elasticidad mediana fue de
la elasticidad de la oferta laboral de las mujeres casadas se ubicó entre
década de los ochenta y algo menos en los noventa, y que la elasticidad
respecto a su propio salario a lo largo de todo el período se redujo de
en términos absolutos.
Por su parte, concluyen que la respuesta en la oferta laboral femenina
frente a cambios en las variables explicativas se debe principalmente
(21,7%) a ajustes en el horario de trabajo. En el caso de los hombres,
en contraste, la respuesta se dio tanto en función de cambios en las
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mujeres casadas en Uruguay
Alma Espino, Martín Leites y Alina Machado
horas trabajadas como en la tasa de participación (57,4% y 42,6%,
respectivamente).
Contreras y Plaza (2004) estimaron también modelos independientes
Hallaron que el ingreso no laboral desincentiva fuertemente la parti-
cipación laboral femenina y la oferta de horas. La elasticidad horas-
salario estimada decrece a mayores niveles salariales, pero sólo se
hace negativa para salarios por hora pertenecientes al último decil.
Por el contrario, la oferta laboral de las mujeres se reduce a niveles
salariales mayores (la elasticidad es negativa), lo cual es consistente
con las predicciones de la teoría.
Nuevamente para el caso de Chile, Tokman (2006) estimó que la elas-
femenina aproximadamente 1,2. Concluyó que en la última década se
han registrado cambios sustanciales en la oferta laboral, fuertemente
impulsada por las mujeres, en especial las casadas. En los noventa
este aumento obedeció principalmente a incrementos del salario real
de las mujeres, el que si bien aumentó menos que el de sus maridos,
incidió en mayor medida en su decisión de trabajar. No obstante, ese
incremento salarial masculino mitigó el aumento de la oferta de horas
laborales femeninas (margen intensivo). El importante aumento en
la sensibilidad al salario del marido provocó una caída en la oferta,
aun con salarios constantes. Este efecto y el aumento en la constante
salarios propios, que aumentó las horas ofrecidas al mismo salario.
Con respecto a las variables que están particularmente asociadas a
la oferta laboral femenina, Birch (2005) enfatiza la existencia de un
conjunto de variables: a) la acumulación de capital humano, entendida
tanto por el nivel de educación formal como por la experiencia en el
nacimiento; c) las características de la familia, como la fecundidad, la
edad de los niños o el estado civil. Por ejemplo, la presencia de hijos
incrementa la demanda de horas de trabajo no remunerado, lo que
incide negativamente en la oferta de las mujeres.
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II. La evolución de la tasa de actividad en Uruguay
La evolución de la tasa de actividad femenina en el país en las últimas tres
décadas1 acompaña la tendencia internacional y muestra un incremento
incremento es mayor en la década de los noventa (36%).
Gráfico 1. Evolución de la tasa de actividad y ratio por sexo
(1981-2006).
30
35
40
45
50
55
60
65
70
75
80
1981 1984 1987 1990 1993 1996 1999 2002 2005
Tasa de actividad
30
35
40
45
50
55
60
65
70
75
80
*El surgedRatio el cociente entre la tasa de actividad femeninayla masculina
Ratio*
Ratio:TAF/TAM
Tasa de actividad femenina
Tasa de actividad masculina
Fuente: cálculos propios con base en microdatos I N E .
El análisis de cohortes muestra que para todos los tramos de edad
existe un incremento de la oferta laboral femenina en las generaciones,
que parece ser más pronunciado para las mujeres mayores de 25 años.
La tasa de actividad masculina, en cambio, se mantiene estable, y la
superposición de las distintas cohortes no muestra discontinuidades,
A pesar del crecimiento señalado en la tasa de actividad femenina, ésta
sigue siendo inferior a la masculina para todos los tramos de edad,
1
no se considera en el análisis porque se cuenta con datos sólo para Montevideo.
20
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mujeres casadas en Uruguay
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aunque en menor medida para las cohortes más recientes. Mientras que
para las personas nacidas entre 1927 y 1931 la tasa de actividad mascu-
lina para los distintos tramos de edad en promedio es 60% superior a la
femenina, para las generaciones 1967-1971 este porcentaje disminuye
a 26%. La reducción de la brecha de participación se concentra en las
edades centrales. Entre los más jóvenes, las mujeres permanecen más
tiempo sin ingresar al mercado laboral, probablemente debido a las
Gráfico 2. Evolución de la tasa de actividad para las personas entre 14 y
70 años, por tramos de edad y generación. Años 1981-2006.
0%
10%
20%
30%
40%
50%
60%
70%
80%
90%
100%
161718 1920 2122 2324 2526 272829 30 3132 33 343536 37 383940 4142 43 4445 4647 4849 505152 53 54 5556 5758 5960 616263 64 65 666768
Mujeres Hombres
1917-1921
1927-1931
1937-1941
1947-1951
1957-1961
1967-1971
1977-1981
1987-1991
Fuente: cálculos propios con base en microdatos I N E .
Las mejoras educativas en Uruguay, aparecen como uno de los factores
que ha contribuido a la mayor presencia de las mujeres en el mercado
2, 44% de la población económicamente activa feme-
nina (P E A F ) menor de 64 años tenía hasta 6 años de educación, mientras
que en 2006 esta proporción se redujo a 21% del total. Las mujeres
2006, el 25%. Efectivamente, existe una asociación positiva entre los
años de educación formal y la participación laboral femenina para
años de educación aprobados la tasa de actividad era 36% y en las que
tenían más de 12 ascendía al 70%. En 2006 para los mismos tramos
2
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de actividad están asociadas a las mujeres que accedieron a niveles de
educación superior, y este fenómeno se acentúa en el tiempo3.
Los cambios en las tendencias en el estado civil de las mujeres también
pueden contribuir a caracterizar la evolución de su participación en el
mercado laboral. La proporción de personas que se encuentran unidas
disminuyeron 31% y las solteras aumentaron 10,6%. No se observan
se observa un aumento en la participación de las mujeres que viven
en unión libre con relación a las casadas.
Las características socioeconómicas que prevalecen en los hogares
de uniones libres y eventualmente su inestabilidad podrían favorecer
también su mayor contribución a la tasa de actividad global (Espino,
2003). La proporción de personas que declaran estar divorciados ha
divorcios puede contribuir a incrementar la tasa de actividad feme-
nina agregada por dos razones: en primer lugar, por la necesidad de las
mujeres de generar ingresos para hogares con su solo perceptor de
ingresos; en segundo lugar, ante el riesgo del divorcio se ve estimulada
la participación de las mujeres casadas. En relación con esto último,
Becker señala que la mayor inestabilidad de los contratos entre las
parejas podría llevar a que las mujeres interioricen el riesgo de ruptura,
con lo que reducirían su sensibilidad al ingreso cruzado y le asignarían
mayor importancia al propio4.
Si bien, como se ha señalado, la tasa de actividad de las mujeres se
incrementa en forma muy superior a la de los hombres, esto cobra
mayor importancia entre las casadas y unidas, principalmente en la
3
en: http://www.iecon.ccee.edu.uy/publicaciones/indexdt.html DT 07/08.
4 E C H , muestra
la disminución en torno al 16% de la proporción de casados y el aumento en el caso de
los divorciados de casi un 50%. Mientras que la proporción de mujeres que está en esa
condición es 9,6% sobre el total, la de hombres es 4,7%. Las mujeres que viven en unión
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El aumento en la oferta laboral de las
mujeres casadas en Uruguay
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la evolución de la tasa de actividad entre las mujeres con hijos en
hogares nucleares ha aumentado.
Una aproximación a los cambios intergeneracionales en la participa-
ción femenina según tramos de edad y generación permite observar
que en la medida que aumenta la edad de las mujeres de cualquier
estado civil, sus tasas de participación laboral se van asemejando.
Las diferencias más marcadas se encuentran entre las más jóvenes, lo
cual probablemente esté asociado a su rol en el cuidado de los hijos
pequeños, aunque estas diferencias disminuyen a lo largo del tiempo.
Ello podría indicar una mayor valoración de la decisión de participar
en el trabajo remunerado, respecto a asumir el trabajo doméstico y las
tareas del cuidado de los niños.
De todas formas, en los tramos de edad reproductiva, las mujeres que
viven en hogares con hijos presentan sistemáticamente menores tasas
de actividad. En términos intergeneracionales, no surge evidencia
clara de cómo evoluciona esta diferencia.
El promedio de los ingresos laborales reales femeninos durante la
década de los noventa respecto a la de los ochenta se incrementó por
encima del promedio de los hombres y en la presente década, si bien
se produjo una caída para ambos sexos, la caída para los hombres ha
sido superior. Mientras la tasa de incremento del ingreso laboral por
hora creció 16,7%, la de las mujeres lo hizo en 25,7%. A partir de los
2000 se producen tasas negativas para ambos sexos pero superiores
Estas evoluciones han dado lugar a la disminución de las brechas de
ingresos laborales entre hombres y mujeres a lo largo del período,
aunque estas brechas continúan siendo mayores al comparar los
ingresos mensuales respecto a la remuneración horaria. Esto podría
sugerir que, así como el aumento de los salarios propios puede haber
estimulado a las mujeres a ingresar al mercado laboral, la disminución
de los de los hombres podría haber inducido principalmente a las
mujeres casadas, en el mismo sentido, para asegurar que los ingresos
familiares se pudieran mantener y preservar el nivel de vida.
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Gráfico 3. Evolución de los ingresos laborales por hora (1981-2006).
($U de enero de 2007).
0
20
40
60
80
100
1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005
Total Hombres Mujeres
Fuente: cálculos propios con base en E C H .
tendencia a la participación laboral de las cónyuges y al aumento
del aporte económico femenino en el caso de los hogares nucleares
(19,9%). En particular, dicho aporte tiene mayor ponderación en los
deciles de los hogares de más altos ingresos, coincidiendo con que en
éstos las mujeres presentan mayor tasa de ocupación. El componente
de ingreso laboral femenino es creciente, tanto en el período donde
aumenta el ingreso acumulado como en los períodos en que éste baja.
Por otra parte, es creciente el número de hogares cuya jefatura es de
de la participación laboral femenina para los ingresos de los hogares,
podría estar dando cuenta de una disminución en la sensibilidad de la
oferta laboral femenina en cuanto a participación y respecto al ingreso
de su pareja.
población económicamente activa (P E A ) es distinto según el sexo y
muestra cambios intergeneracionales que tienden a reducir la brecha
existente entre hombres y mujeres. En efecto, el período de análisis ha
estado marcado por cambios sustanciales en la oferta laboral femenina
en los distintos tramos de edad, pero especialmente de las casadas y
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El aumento en la oferta laboral de las
mujeres casadas en Uruguay
Alma Espino, Martín Leites y Alina Machado
III. Metodología y estrategia de investigación
Los análisis de oferta laboral sobre la base de información de corte
transversal suelen usar dos tipos de funciones estáticas cuya esti-
mación da lugar a las denominadas “elasticidades no compensadas”
La primera, estática tradicional (ecuación 1a), considera el efecto
ingreso y el impacto no compensado del aumento salarial. Ésta supone
individuos maximizadores de utilidad que eligen entre consumo y ocio,
lo cual está sujeto a sus restricciones de tiempo y presupuesto en un
período determinado.
, (1a)
donde para cada individuo, H son las horas trabajadas, W es su ingreso
laboral potencial, I es ingreso familiar, X es un vector de variables de
control, y ua es el término de error. La oferta laboral estática también
estudia modelos de la pareja o del hogar, donde aumentos en el salario
de la mujer relativo al salario del hombre o aumentos en ambos
salarios pueden inducir mayor participación femenina y transición
El otro modelo más general (1b) considera que el ingreso laboral del
cónyuge puede tener un efecto sobre la oferta laboral diferente al de
otras fuentes de ingresos.
, (1b)
donde Ws es el ingreso laboral del esposo por hora, A son los ingresos
familiares por todo concepto, y ub es el término de error. En este caso,
se toman en cuenta las consideraciones sobre sustitución o comple-
mentariedad del ocio de esposo y esposa (Ashenfelter y Heckman,
1974). En particular, los tiempos de ocio de ambos serán sustitutos o
complementarios, según si el término de sustitución cruzada es positivo
o negativo respectivamente.
El modelo (1b) puede ser interpretado en la línea de los “modelos de
negociación familiar” (family bargaining models), que predicen una
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formulación alternativa a las decisiones de oferta de trabajo familiar.
En particular suponen que la conducta de oferta individual de trabajo
por cada ingreso, a diferencia de los modelos de familia unitaria, en
los cuales se supone que las conductas individuales reaccionan frente
al conjunto de los ingresos del hogar. Es decir, en estos modelos se
supone que, dentro de una familia, la diferente distribución de ingresos
entre sus miembros puede llevar a distintos poderes de negociación
y, en consecuencia, a distintos comportamientos. En este sentido, el
ingreso de cada miembro familiar es un argumento separado en la
ecuación de oferta. A partir de estas consideraciones en este trabajo
se opta por realizar las estimaciones para el modelo (1b).
Dado que no se cuenta con los salarios ofrecidos de todos aquellos
que no están empleados, los ingresos laborales potenciales se obtienen
de modelos de corrección de sesgo de selección en dos etapas, a la
Heckman5 (1979). En estos modelos existen variables omitidas que
tienen incidencia en los niveles salariales. Por ejemplo, la motivación
está correlacionada con los deseos de trabajar, no puede medirse, y
afecta el ingreso y las horas trabajadas. Para resolver este tipo de
problema se recomienda incluir instrumentos para la variable salario
recibido. En este caso las variables instrumentales con las que se trabaja
son los deciles del ingreso laboral estimado6.
La restricción de exclusión en la función de oferta de trabajo está dada
por la no inclusión de la educación como variable explicativa, lo cual,
5 La decisión de participar en el mercado de trabajo entre las activas (margen extensivo) no
es independiente de las horas que decidan destinar a éste y es de esperar que la respuesta
a la variación del salario no sea la misma entre una mujer que trabaje cuarenta horas, otra
la dedicación al trabajo remunerado entre los empleados (margen intensivo) tiene un
comportamiento diferencial, se puede estimar complementariamente una ecuación para la
submuestra de mujeres empleadas. Una profundización en esta línea se presenta en www.
iecon.ccee.edu.uy /publicaciones DT 03/09.
6
parcialmente correlacionados con los ingresos laborales, una vez que se introducen las demás
variables del modelo. Esto se puede encontrar en www.iecon.ccee.edu.uy /publicaciones
DT 03/09.
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El aumento en la oferta laboral de las
mujeres casadas en Uruguay
Alma Espino, Martín Leites y Alina Machado
el supuesto de que el sendero salarial en el ciclo de vida depende de la
edad y la edad al cuadrado y no de las características del consumidor
La inclusión de la variable hijos en la determinación de la oferta
laboral femenina debe considerar que las decisiones de fecundidad
podrían basarse en preferencias personales (exógenas). O sea, las
mujeres con preferencias por familias más pequeñas podrían presentar
una mayor oferta laboral, al tiempo que es posible que inviertan en
mayor medida en capital humano. Por tanto, si no se controla por la
existencia de hijos, se podría sobreestimar el efecto del ingreso laboral
sobre la oferta laboral. Sin embargo, si la decisión de tener hijos no
fuera independiente de otras decisiones relativas al uso del tiempo y,
en particular, al del trabajo fuera del hogar (endógena), controlar por
número de hijos puede dar lugar a una subestimación del efecto ingreso.
considerando la variable hijos. En este trabajo las modelizaciones se
realizan alternativamente sin hijos y con hijos por tramo de edad.
Finalmente, dadas las consideraciones intertemporales que subyacen
a las decisiones de oferta laboral, es esencial distinguir entre cambios
temporales y permanentes en las tasas salariales, en el ingreso exógeno
y en otros determinantes claves de la oferta laboral. Por su parte, se
plantean las limitaciones econométricas que surgen de las estimaciones
de corte transversal para interpretar las elasticidades salariales, debido
a que combinan los cambios mencionados. Por tanto, en la literatura
-
radamente los efectos del ciclo de vida al tiempo que resuelven los
potenciales problemas de endogeneidad.
horas de trabajo sobre las tasas salariales en datos de corte transversal
pueden incluir tres efectos: los que surgen de movimientos a lo largo
en el equilibrio intertemporal individual; y los cambios paramétricos
propiamente dichos.
la incidencia de los cambios ocurridos en un momento del tiempo en el
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la edad7. Con estas técnicas también es posible aproximarse a los movi-
tasa de sustitución intertemporal), pero sólo bajo el supuesto de miopía
o inexistencia de mercado de capitales (Blundell y MaCurdy, 1999).
En este trabajo se usan datos de corte transversal para estimar la elas-
ticidad no compensada o estática9
de la oferta laboral ante un cambio en el nivel salarial en determinado
ni el consumo intertemporal en éste.
Estrategia empírica
Se trabaja con un pool de datos para
elasticidad de la oferta laboral respecto al ingreso esperado, que es
proyectado a partir de un conjunto de características de las personas y
su familia. El uso de un pool tiene la ventaja de trabajar con muestras
amplias, de permitir analizar la evolución de las elasticidades en el
período y de reducir los problemas de decisión bajo incertidumbre.
Además, con relación a los paneles, se mitigan los problemas de
desgranamiento, y con respecto a los pseudospaneles, el uso del pool
permite mantener la heterogeneidad de las observaciones, al no trabajar
con los promedios de las cohortes.
El análisis de la evolución de la elasticidad se realiza para las mujeres
casadas y unidas de 25 a 54 años de edad, considerando los deter-
minantes de su oferta laboral, en un marco tradicional de decisiones
conjuntas de trabajo y consumo, en el contexto de una familia con
más de un potencial oferente de trabajo (modelo 1b)10. Se estimaron
7 Esta variable permite descontar el efecto de la edad en las remuneraciones.
al trabajo remunerado en las edades en que esperan obtener mayores salarios. Estos cambios
dentro del ciclo de vida son en general analizados a través de la elasticidad de sustitución
intertemporal.
9 En Uruguay no existen encuestas de panel que recojan información sistemática sobre
mercado laboral.
10 La consideración de este grupo excluye a las parejas sin ingresos laborales.
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El aumento en la oferta laboral de las
mujeres casadas en Uruguay
Alma Espino, Martín Leites y Alina Machado
ecuaciones de horas en el margen extensivo (es decir, se incluyeron
las mujeres con 0 horas trabajadas), con base en Mínimos Cuadrados
Ordinarios (MCO)11. Los datos provienen de las encuestas de hogares
desde 1991 hasta 200612. Se conforma un pool con todo el período y,
a efectos de visualizar la evolución de las elasticidades, se incorporan
variables dummies para cada año, que interactúan con el ingreso
esperado de manera de obtener elasticidades ingreso anuales. Las
variables explicativas son el ingreso laboral propio, el de la pareja y
otros ingresos13. La variable ingresos laborales por hora, tanto para
las mujeres como para los hombres, se obtiene dividiéndolos por las
horas trabajadas (habituales) y se expresa en función de logaritmo14.
Se consideran también variables vinculadas a la etapa del ciclo de vida
(edad y edad al cuadrado), características de la familia (hijos y edad de
temporales se agregan como variables de control dummies que iden-
el impacto promedio del total del período considerado.
A efectos de analizar la incidencia de variables de control y su evolu-
ción en el período, el análisis anterior se complementa con otro análisis
sobre la base de promedios de tres años a partir de 1992 y hasta 2006.
El fundamento de la conformación de estos tríos de años radica en la
posibilidad de contar con mayor cantidad de casos y, en consecuencia,
aumentar la representatividad de la muestra.
la existencia de endogeneidad entre el ingreso laboral de las mujeres
y de sus cónyuges y las horas trabajadas. Por esa razón, como fue
mencionado, se utilizan variables instrumentales: para el salario propio,
11 Un estudio similar obtuvo resultados consistentes con estimaciones por M C O y Tobit (www.
iecon.ccee.edu.uy/publicaciones DT 03/09).
12 Se eligió este período debido a la disponibilidad de información homogénea para el conjunto
de las variables. Antes de 1991, la EC H relevaba las horas trabajadas la semana anterior y
posteriormente, las horas habituales.
13 Esta última variable incluye todos los ingresos no laborales más los ingresos laborales de
otros integrantes del hogar.
14 Todas las variables de ingresos están expresadas en pesos uruguayos de enero de 2007.
64
SEGUNDO SEMESTRE DE 2009, PP. 13-53.
ISSN 0120-3584.
DESARROLLO Y SOCIEDAD
29
los deciles de la predicción resultante de la estimación por Heckman,
y para el ingreso de la pareja, los deciles del ingreso efectivo. Se
estimaron las elasticidades en la media considerando el intervalo de
IV. Resultados del análisis econométrico15
A. Estimación de modelos probit
La estimación del modelo probit para las mujeres y los hombres
en el rango de edad de 25 a 54 años incluye variables que procuran
pertenece–, y si la persona es jefe o jefa de hogar. Los resultados son
consistentes con las conclusiones que surgen del análisis descriptivo,
tanto respecto al comportamiento diferencial entre los sexos, como a la
relación de algunas variables socioeconómicas con la probabilidad de
participar (cuadro 1). La educación propia (y de la pareja) fue incluida
la determinación de los salarios.
Los mayores ingresos en los hogares afectan negativamente la proba-
bilidad de participar en el mercado de trabajo, aunque este efecto es
muy superior en las mujeres, lo cual es consistente con las predicciones
teóricas.
Como era de esperar, la acumulación de capital humano, en este caso
-
tiva y positiva en la decisión de participar en el mercado de trabajo,
que es mayor entre las mujeres. Las personas con niveles educativos
más altos presentan mayor probabilidad de participar. Por otra parte,
negativa y de mayor magnitud entre las mujeres. Esto estaría asociado
a que las personas no participan en el mercado, destinando más tiempo a
-
nitiva, el tiempo destinado a la formación compite con el dedicado al
trabajo remunerado y al ocio.
15 Todos los resultados que se presentan están disponibles en www.iecon.ccee.edu.uy.
30
El aumento en la oferta laboral de las
mujeres casadas en Uruguay
Alma Espino, Martín Leites y Alina Machado
Cuadro 1. Efectos marginales en la participación en el mercado de trabajo.
Mujeres y hombres casados o unidos entre 25 y 54 años
Modelo probit
(1 = activa; 0 = inactiva)
Variable Mujeres casadas Hombres casados
1991-2006
Edad
(7,74e-05)
Educación 0,0396*** 0,00124***
(0,000474)
Ingresos del hogar (excluido el ingreso laboral propio) -0,0469*** -0,00405***
(0,00207) (0,000233)
Asiste a centro educativo -0,0746*** -0,0247***
(0,0105) (0,00536)
Hijos hasta 3 años -0,131***
(0,00425)
Hijos de 4 a 6 años -0,000127
(0,00392) (0,000793)
Hijos de 7 a 12 años -0,0536*** -0,000146
(0,00321) (0,000602)
-0,0149*** 0,00135**
(0,00333) (0,000571)
Montevideo 0,0671*** 0,00173***
(0,00307) (0,000573)
Jefe de hogar
(0,00635) (0,00172)
Generación 1937-1941 -0,0937*** 0,0115***
(0,0193)
Generación 1942-1946 -0,0653*** 0,0133***
(0,000569)
Generación 1947-1951 0,0155***
(0,0116) (0,000769)
Generación 1952-1956 0,0211** 0,0176***
(0,0102) (0,00109)
Generación 1957-1961 0,0517*** 0,0169***
(0,00912) (0,00109)
Generación 1962-1966 0,0557*** 0,0131***
(0,000979)
Generación 1967-1971 0,0422*** 0,00967***
Generación 1972-1976 0,0251*** 0,00727***
(0,00121)
Observaciones 106.660
Errores estándar en paréntesis.
*** p < 0,01, ** p < 0,05.
64
SEGUNDO SEMESTRE DE 2009, PP. 13-53.
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DESARROLLO Y SOCIEDAD
31
negativamente con la probabilidad de emplearse, tanto en el caso de
los hombres como de las mujeres. Por otra parte, para ellas el hecho
de vivir en Montevideo tiene una incidencia positiva en su decisión de
participar en el mercado laboral, la cual es muy superior a la de los
hombres.
Ser jefe de hogar muestra una incidencia positiva y mayor entre las
-
ción consistente con las hipótesis planteadas en el análisis descriptivo
respecto a la situación laboral de las distintas cohortes. En el caso de
las mujeres, la probabilidad de participar aumenta en las generaciones
más jóvenes y disminuye para las primeras generaciones consideradas.
Este comportamiento no se observa en el caso de los hombres, entre
los cuales no existe un impacto diferencial entre las generaciones.
B. Estimación de elasticidades
Los resultados de las estimaciones revelan que la elasticidad de la
oferta laboral al ingreso propio cuando se controla por la presencia de
hijos en el hogar por tramos de edad se ubica en promedio en 0,5, sin
16. Respecto a los ingresos
de la pareja, la elasticidad promedio para el período es aproximada-
correspondientes a los hijos, el valor de la elasticidad en promedio es
algo mayor respecto al ingreso propio, pero respecto al ingreso de la
pareja se mantiene en los mismos niveles. La variable presencia de
edad de los hijos17
16
educación propia, no presentadas aquí por estar fuera de los objetivos del trabajo.
17 Se considera la presencia de hijos menores de 3 años, entre 3 y 6 años, entre 7 y 12, y entre
13 y 17 años.
32
El aumento en la oferta laboral de las
mujeres casadas en Uruguay
Alma Espino, Martín Leites y Alina Machado
Gráfico 4. Evolución de la elasticidad directa y cruzada de la oferta laboral
(no incluye la variable hijos).
-0,200
-0,150
-0,100
-0,050
0,000
0,050
0,100
0,150
0,200
0,250
0,300
0,350
0,400
0,450
0,500
0,550
0,600
0,650
0,700
1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006
Elasticidad ingreso propio Intervalo al 5% de confianza Elasticidad cruzada
I
Fuente: procesamientos propios con base en microdatos I N E .
Los resultados de las estimaciones muestran elasticidades negativas a los
otros ingresos del hogar para las mujeres y con una menor magnitud que
la observada en la sensibilidad a su propio ingreso laboral. Así mismo,
estas elasticidades son muy inferiores en el caso de los hombres.
elasticidades al ingreso propio son menores y, entre las variables expli-
cativas del modelo, la de los hijos no muestra incidencia. En algunos
de las mujeres, el signo es positivo, lo que estaría asociado a que los
hombres tienen una mayor propensión a destinar más horas al trabajo
fuera del hogar, para generar los ingresos que permitan satisfacer las
-
tamiento diferencial de la oferta de trabajo entre ambos sexos. La
nivel muy inferior al que evidencian las mujeres.
64
SEGUNDO SEMESTRE DE 2009, PP. 13-53.
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DESARROLLO Y SOCIEDAD
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Gráfico 5. Evolución de la elasticidad directa y cruzada de la oferta laboral
(no incluye la variable hijos).
-0,200
-0,150
-0,100
-0,050
0,000
0,050
0,100
0,150
0,200
0,250
0,300
0,350
0,400
0,450
0,500
0,550
0,600
0,650
0,700
1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005
Elasticidad ingreso propio Intervalo al 5% de confianza Elasticidad cruzada
I
Fuente: procesamientos propios con base en microdatos I N E .
Uno de los factores que contribuyen a la mayor participación feme-
nina en el mercado laboral corresponde a la educación. Este aspecto
es relevante si se considera la creciente inversión en capital humano
de la masculina. Dado los cambios en los niveles educativos regis-
trados para toda la población y particularmente para las mujeres, se
analiza la evolución de la elasticidad a través del período conside-
rando tres tramos de escolaridad: hasta 9 años; entre 10 y 12 años, y
más de 13. Las elasticidades de la oferta laboral de las mujeres a su
ingreso según el tramo educativo al que pertenecen muestran dife-
En el primero, que coincide con las personas en hogares de menores
ingresos y con mayores problemas de empleabilidad, la elasticidad
de mujeres (0,62). Las elasticidades cruzadas son negativas sin una
tendencia clara y son mayores que las del resto de los grupos por
grupo es, por tanto, el que muestra una mayor sensibilidad a los
34
El aumento en la oferta laboral de las
mujeres casadas en Uruguay
Alma Espino, Martín Leites y Alina Machado
cambios en el ingreso propio y el de la pareja. En el segundo tramo,
la elasticidad al ingreso propio es superior a sus pares más educadas,
aunque con una tendencia creciente, pasando de 0,30 en 1991 a 0,56
en 2006. Las elasticidades cruzadas son también menores al grupo
-
parte, la sensibilidad al resto de los ingresos del hogar es negativa y
sin una tendencia clara. En el tercer tramo, la elasticidad al ingreso
propio es considerablemente menor, en promedio 0,3 y levemente
de las mujeres más educadas es la que presenta el comportamiento
más similar a la oferta laboral masculina. Por otra parte, si bien la
observa en relación con el resto de los ingresos del hogar. Estos
resultados sugieren que la educación brinda a las mujeres mayores
posibilidades de elección respecto a la asignación de tiempo entre el
trabajo remunerado y no remunerado. Ello probablemente dé cuenta
de la prioridad que le otorgan a su carrera laboral y, por tanto, de una
mayor propensión a destinar horas al trabajo fuera del hogar.
Gráfico 6. Elasticidad al ingreso propio (mujeres hasta 9 años de
escolaridad) no llega hasta el 2006.
0,350
0,400
0,450
0,500
0,550
0,600
0,650
0,700
0,750
0,800
0,850
1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006
Elasticidad Intervalo al 5% de confianza
Fuente: procesamientos propios con base en microdatos I N E .
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Gráfico 7. Elasticidad al ingreso propio (mujeres entre 10 y 11 años de
escolaridad).
0,10
0,20
0,30
0,40
0,50
0,60
0,70
0,80
1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006
Elasticidad Intervalo al 5% de confianza
Fuente: procesamientos propios con base en microdatos I N E .
Gráfico 8. Elasticidad al ingreso propio (mujeres con 12 y más años de
educación) no llega hasta el 2006.
0,000
0,050
0,100
0,150
0,200
0,250
0,300
0,350
0,400
0,450
0,500
1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006
Elasticidad Intervalo al 5% de confianza
Fuente: procesamientos propios con base en microdatos I N E .
Los resultados del análisis sugieren que la evolución de la elasticidad
de la oferta laboral femenina a su propio ingreso puede estar determi-
nada por un efecto composición, consecuencia de un aumento en la
participación de las mujeres con más años de educación.
36
El aumento en la oferta laboral de las
mujeres casadas en Uruguay
Alma Espino, Martín Leites y Alina Machado
Al analizar la evolución de la oferta laboral masculina para los mismos
tramos de educación, la elasticidad es siempre cercana a 0 y muestra
valores algo más altos para el primer tramo educativo. Aun en este
último caso, la elasticidad de la oferta laboral masculina es menor a
la de las mujeres más educadas.
C. Determinantes de la oferta laboral
A efectos de analizar los cambios en los principales determinantes de la
oferta laboral, se realizaron estimaciones para años agrupados (1992-
hacerlo la variable hijos, tanto para mujeres como para hombres.
En estas modelizaciones, la elasticidad de la oferta laboral femenina al
ingreso propio es de signo positivo con una tendencia descendente y
la elasticidad cruzada presenta signo negativo y decreciente. Los otros
ingresos del hogar presentan una elasticidad negativa, cercana a cero
puede apreciarse que el valor de la elasticidad al ingreso es siempre
La presencia de hijos en el hogar tiene una incidencia negativa y decre-
ciente de acuerdo con la edad de los niños para las mujeres casadas.
A través del período, dicha incidencia parece disminuir pero no se
observa una tendencia estable, particularmente para los hijos entre 13
no parecen tener incidencia en la oferta laboral de los hombres casados
-
cación al trabajo remunerado tanto para las mujeres como para los
hombres, incluso cuando se controla por presencia de hijos. Su inci-
dencia es positiva con una tasa decreciente. Este resultado entre las
mujeres junto con los resultados encontrados en el segundo apartado
estarían sugiriendo la presencia de efecto cohorte en la decisión de
cuántas horas trabajar.
Los resultados de los modelos probit de participación se presentan en el cuadro A6, al
64
SEGUNDO SEMESTRE DE 2009, PP. 13-53.
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DESARROLLO Y SOCIEDAD
37
de la elasticidad es similar para los hombres, pero en el caso de las
mujeres tiende a ser mayor en la segunda alternativa. Estos resultados
guardan relación con los comentarios presentados respecto al proceso
de toma de decisiones sobre la asignación del tiempo entre las tareas de
cuidado familiar y la dedicación al mercado laboral. En este sentido,
en las mujeres casadas no incluir a los hijos en las modelizaciones de
oferta laboral puede sobreestimar el efecto del ingreso laboral sobre
las decisiones de oferta de trabajo.
La tendencia de las elasticidades de la oferta laboral femenina es
algo más decreciente en estos modelos que los obtenidos en el pool
de datos. Ello puede atribuirse a que en este último las variables de
control promedian la información para todo el período, mientras que en
las modelizaciones por trienios el efecto de los controles se promedia
con la oferta laboral de cada trienio y su incidencia en ella.
V. Conclusiones
En Uruguay, desde principios de la década de los ochenta se produjeron
cambios sustanciales en la oferta laboral, fuertemente impulsados por
P E A es
distinto según sexo y muestra cambios intergeneracionales que pare-
cerían irreversibles y que tienden a reducir la brecha de participación
existente entre hombres y mujeres. Las mayores tasas de actividad se
registran entre las mujeres con mayor nivel educativo, quienes también
son las que más tempranamente incrementaron su participación en el
mercado laboral.
Los mayores incrementos en la participación laboral se dan entre las
mujeres casadas y unidas y en el margen extensivo. La caída en la
brecha de ingresos por sexo habría estimulado la mayor participación
femenina, tanto al aumentar su ingreso laboral real como al disminuir
el de sus parejas.
En este trabajo se optó por estimar la elasticidad de la oferta laboral no
compensada, la cual, si bien puede utilizarse para predecir diferencias
en la oferta laboral entre consumidores, no provee información sobre
la respuesta de esta oferta frente a cambios salariales evolutivos y, por
38
El aumento en la oferta laboral de las
mujeres casadas en Uruguay
Alma Espino, Martín Leites y Alina Machado
tanto, no puede ser utilizada a efectos de predecir cambios en la oferta
laboral de un consumidor dado en el tiempo.
Los resultados obtenidos respecto a las diferencias en la magnitud de
la elasticidad de la oferta laboral expresada en las horas trabajadas
por sexo son similares a los alcanzados para otros países. Respecto a
la evolución de las elasticidades de la oferta laboral femenina, no se
obtienen resultados concluyentes para todo el período. En la década
de los noventa se registra el mayor aumento en la participación y se
aprecia una relativa estabilidad en la elasticidad de las horas ofertadas
al ingreso propio; a partir del año 2000 se presenta una tendencia leve-
mente decreciente y el aumento en la participación es menor.
Estos resultados coinciden con el aumento en promedio de los ingresos
laborales reales femeninos en la primera década y la leve caída en la
segunda (con una importante reducción en los masculinos). Entre los
a las horas de trabajo con respecto a su propio ingreso ni al de su
cónyuge. Sin embargo, si se compara con los resultados alcanzados
para las mujeres, el efecto del resto de los ingresos del hogar es menor,
lo que podría estar asociado a que los hombres todavía ocupan un
lugar preponderante en la responsabilidad de sostener la economía del
hogar, vinculado a la división del trabajo tradicional. Por tanto, los
resultados no corroboran la existencia de cambios importantes en la
toma de decisiones sobre la asignación del tiempo femenino destinado
al trabajo remunerado, no remunerado y ocio.
Las diferencias en las elasticidades por grupos educativos muestran el
distinto grado de compromiso de las mujeres con el mercado laboral y
contribuyen a explicar la tendencia general. Las diferentes respuestas
en esos grupos se relacionan con diversos factores: la pertenencia al
tramo más alto de educación incidiría en la valoración de la carrera
laboral y la capacidad de generar mayores ingresos y, por tanto, en la
independencia personal que de esto pueda derivar. Este resultado es
previsible, en la medida que las mujeres más educadas enfrentan un
mayor costo de oportunidad por no ingresar al mercado y tienen más
facilidad de acceso a servicios que cubran las tareas del hogar. Por su
parte, las menos educadas, una proporción decreciente de la fuerza
de trabajo, enfrentan menores oportunidades laborales y el cambio en
las horas dedicadas al trabajo remunerado puede estar limitado por las
tareas asociadas al cuidado de los hijos y otras tareas del hogar.
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SEGUNDO SEMESTRE DE 2009, PP. 13-53.
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DESARROLLO Y SOCIEDAD
39
El análisis por trienios de la evolución de las elasticidades a través de
cinco períodos profundiza en los factores determinantes de la oferta
laboral de este grupo de mujeres, las diferencias con sus parejas, y su
evolución. La comparación de las elasticidades permite señalar una
disminución algo más marcada a partir del año 2000, respecto a los
noventa. Entre los factores que podrían incidir en que la elasticidad
al ingreso no muestre una clara tendencia decreciente, como se ha
observado en otras realidades, es posible que se encuentren ciertas
de la duración de las jornadas laborales. Esto último, sugiere la nece-
sidad de profundizar la investigación con base en técnicas que permitan
distinguir la elasticidad de la oferta laboral en el margen intensivo,
considerando diferentes grupos según tramos de horas trabajadas. Por
su parte, el uso de pseudopaneles para estimar los efectos de la oferta
intertemporal y su elasticidad contribuiría a explicar la respuesta de la
oferta laboral femenina en Uruguay en las últimas décadas, mediante
un nuevo abordaje metodológico.
Finalmente, lo que parecen traslucir estos resultados es que el rol de
las mujeres en los hogares continuaría, pese a los cambios registrados,
impidiendo una mayor dedicación al trabajo de mercado. La incidencia
diferente de los hijos entre la oferta masculina y femenina arroja
evidencia en este sentido. Esta variable está asociada a una menor
dedicación al trabajo remunerado en el caso de las mujeres, mientras
que los hombres reaccionan de forma distinta a la presencia de hijos.
-
ción del cuidado de los niños y personas dependientes que faciliten el
empleo femenino y promuevan las responsabilidades compartidas entre
mujeres y hombres, para facilitar la inserción femenina en el mercado
de trabajo y la participación activa de los hombres en las actividades de
cuidados. Los resultados de esta investigación sugieren la importancia
de considerar en el ámbito institucional los requerimientos que surgen
del aumento de la dedicación femenina al trabajo remunerado.
Referencias
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El aumento en la oferta laboral de las
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tokman_atok.pdf.
42
El aumento en la oferta laboral de las
mujeres casadas en Uruguay
Alma Espino, Martín Leites y Alina Machado
Anexo
Cuadro A1. Evolución de los ingresos laborales.
Evolución ingresos laborales.
1981-2006
($U precios de enero de 2007)
Evolución ingresos laborales por hora.
1981-2006
($U precios de enero de 2007)
Total de ingresos laborales Total de ingresos laborales
Año Total Hombres Mujeres Total Hombres Mujeres
16.300 20.500 75,2
11.466 14.300 93,4
11.466 13.655 55,0 60,2 46,3
7.133 10.100 43,5 47,7 36,5
7.133 56,7 64,1 45,3
10.900 52,5 42,9
10.567 57,2 46,7
10.611 53,3
10.993 10.611 65,2 71,5 55,7
1990 10.676 10.993 13.144 62,3 69,0 52,3
1991 11.202 10.676 67,0 74,4 55,5
1992 11.202 71,7
1993 11.791 76,7
1994 12.425 11.791 14.144 76,2 65,7
1995 11.735 12.425 72,3 64,4
1996 11.735 75,1 65,5
1997 11.534 14.110 72,3 76,5 66,0
11.534 13.455 77,1 69,1
1999 12.305 77,1 71,4
2000 12.015 12.305 76,7 79,9 72,3
2001 11.341 12.015 72,2 75,1
2002 11.341 13.049 66,5 64,2
2003 55,4
2004 9.730 55,6 57,5 53,0
2005 9.913 56,2 53,4
2006 11.037 7.544 65,4 61,0
Fuente: cálculos propios con base en microdatos I N E .
64
SEGUNDO SEMESTRE DE 2009, PP. 13-53.
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DESARROLLO Y SOCIEDAD
43
Cuadro A2. Evolución d e l a participación laboral y las horas de t rabajo
remunerado.
Mujeres de 25 a 54 años. Horas habituales
Año
Margen extensivo Margen intensivo
Promedio ho-
ras habituales
Promedio de
participación
Ingreso laboral
por hora
Promedio ho-
ras habituales
Ingreso laboral
por hora
1991 20,4 0,60 37,6 52,9
1992 21,3 0,64 31,6 37,2 55,4
1993 21,4 0,63 37,2 57,3
1994 21,5 0,63 33,9 37,5 59,1
1995 21,6 0,65 33,6 37,5
1996 21,1 0,65 33,9 37,2 60,0
1997 21,6 0,66 35,3 37,3 61,3
22,2 0,67 37,1 37,2 62,4
1999 0,67 35,0 37,5 60,4
2000 21,7 0,69 37,3 36,9
2001 22,1 0,72 36,5 37,1 61,4
2002 20,9 0,70 30,7 36,6 54,2
2003 21,6 0,72 26,5 36,9 45,6
2004 21,9 0,69 26,5 37,0 45,0
2005 22,7 0,62 41,1 47,4
2006 21,5 0,72 35,4 34,1 56,2
Fuente: cálculos propios con base en microdatos I N E .
44
El aumento en la oferta laboral de las
mujeres casadas en Uruguay
Alma Espino, Martín Leites y Alina Machado
Cuadro A3. Mujeres casadas o unidas entre 25 y 54 años.
Variable dependiente horas habituales por semana (incluye 0 horas). MCO.
Elasticidades en la media
Variables Intervalo al 95%
Intervalo al 95%
Inferior Superior Inferior Superior
Ingreso laboral 1991 0,452 *** 0,479 *** 0,445 0,513
Ingreso laboral 1992 *** 0,423 0,494 *** 0,450 0,521
Ingreso laboral 1993 0,427 *** 0,393 0,461 0,454 *** 0,420
Ingreso laboral 1994 0,467 *** 0,433 0,501 0,495 *** 0,461 0,529
Ingreso laboral 1995 0,470 *** 0,426 0,514 0,501 *** 0,457 0,545
Ingreso laboral 1996 0,543 *** 0,510 0,576 0,553 *** 0,520
Ingreso laboral 1997 0,517 *** 0,551 *** 0,494 0,563
*** 0,517 0,512 *** 0,546
Ingreso laboral 1999 0,549 *** 0,516 *** 0,555 0,622
Ingreso laboral 2000 0,522 *** 0,555 0,562 *** 0,529 0,595
Ingreso laboral 2001 0,554 *** 0,521 0,594 *** 0,561
Ingreso laboral 2002 0,540 *** 0,507 0,573 *** 0,550 0,616
Ingreso laboral 2003 0,561 *** 0,593 0,603 *** 0,570 0,635
Ingreso laboral 2004 0,541 *** 0,507 0,575 *** 0,547 0,615
Ingreso laboral 2005 0,516 *** 0,551 0,551 *** 0,517
Ingreso laboral 2006 0,471 *** 0,446 0,496 *** 0,532
Ingreso laboral de la pareja 1991 *** -0,110 -0,062 *** -0,110 -0,061
Ingreso laboral de la pareja 1992 *** -0,056 *** -0,056
Ingreso laboral de la pareja 1993 -0,066 *** -0,091 -0,040 -0,066 *** -0,092 -0,041
Ingreso laboral de la pareja 1994 -0,095 *** -0,121 -0,070 -0,096 *** -0,121 -0,070
Ingreso laboral de la pareja 1995 *** -0,092 -0,044 *** -0,092 -0,044
Ingreso laboral de la pareja 1996 *** -0,100 -0,060 *** -0,104 -0,063
Ingreso laboral de la pareja 1997 -0,060 *** -0,064 *** -0,042
-0,067 *** -0,090 -0,043 -0,054 *** -0,077 -0,030
Ingreso laboral de la pareja 1999 *** -0,110 -0,064 *** -0,111 -0,064
Ingreso laboral de la pareja 2000 -0,066 *** -0,043 -0,066 *** -0,043
Ingreso laboral de la pareja 2001 -0,071 *** -0,093 -0,049 -0,072 *** -0,094 -0,050
Ingreso laboral de la pareja 2002 *** -0,049 *** -0,069 -0,029
Ingreso laboral de la pareja 2003 -0,071 *** -0,091 -0,050 -0,070 *** -0,091 -0,049
Ingreso laboral de la pareja 2004 -0,064 *** -0,040 -0,064 *** -0,040
Ingreso laboral de la pareja 2005 -0,100 *** -0,072 -0,099 *** -0,071
Ingreso laboral de la pareja 2006 -0,042 *** -0,057 -0,027 -0,041 *** -0,056 -0,026
Otros ingresos del hogar -0,024 *** -0,027 -0,021 -0,024 *** -0,027 -0,021
Incluye variables hijos Sí No
Observaciones 101.431 101.431
*** p < 0,01.
Todos los modelos incluyen edad, edad al cuadrado y una variable que da cuenta de la fase del ciclo económico.
64
SEGUNDO SEMESTRE DE 2009, PP. 13-53.
ISSN 0120-3584.
DESARROLLO Y SOCIEDAD
45
Cuadro A4. Hombres casados o unidos entre 25 y 54 años.
Variable dependiente horas habituales por semana (incluye 0 horas).
Elasticidades en la media
Variables Intervalo al 95% de
Intervalo al 95%
Inferior Superior Inferior Superior
Ingreso laboral 1991 0,092 *** 0,077 0,106 *** 0,074 0,103
Ingreso laboral 1992 0,092 *** 0,107 0,090 *** 0,075 0,104
Ingreso laboral 1993 *** 0,075 0,104 *** 0,072 0,101
Ingreso laboral 1994 0,090 *** 0,076 0,104 *** 0,073 0,102
Ingreso laboral 1995 0,111 *** 0,139 *** 0,137
Ingreso laboral 1996 0,106 *** 0,124 0,105 *** 0,123
Ingreso laboral 1997 0,109 *** 0,091 *** 0,090 0,126
0,119 *** 0,101 0,137 0,115 *** 0,096 0,133
Ingreso laboral 1999 0,133 *** 0,117 0,149 0,130 *** 0,113 0,146
Ingreso laboral 2000 0,130 *** 0,114 0,147 0,127 *** 0,111 0,144
Ingreso laboral 2001 0,127 *** 0,110 0,144 0,124 *** 0,106 0,141
Ingreso laboral 2002 0,122 *** 0,104 0,141 0,119 *** 0,100 0,137
Ingreso laboral 2003 0,103 *** 0,119 0,099 *** 0,115
Ingreso laboral 2004 0,112 *** 0,096 0,129 0,109 *** 0,093 0,125
Ingreso laboral 2005 0,105 *** 0,122 0,102 ***
Ingreso laboral 2006 0,101 *** 0,116 0,097 *** 0,113
Ingreso laboral de la pareja 1991 -0,013 *** -0,017 -0,009 -0,013 *** -0,009
Ingreso laboral de la pareja 1992 -0,010 *** -0,015 -0,006 -0,010 *** -0,015 -0,006
Ingreso laboral de la pareja 1993 *** -0,013 -0,004 -0,009 *** -0,013 -0,004
Ingreso laboral de la pareja 1994 -0,007 *** -0,012 -0,003 *** -0,012 -0,003
Ingreso laboral de la pareja 1995 -0,013 *** -0,017 -0,013 ***
Ingreso laboral de la pareja 1996 -0,011 *** -0,016 -0,006 -0,011 *** -0,016 -0,006
Ingreso laboral de la pareja 1997 -0,011 *** -0,016 -0,006 -0,012 *** -0,017 -0,007
-0,016 *** -0,021 -0,011 -0,016 *** -0,020 -0,011
Ingreso laboral de la pareja 1999 -0,011 *** -0,016 -0,006 -0,012 *** -0,017 -0,007
Ingreso laboral de la pareja 2000 -0,011 *** -0,016 -0,006 -0,011 *** -0,016 -0,006
Ingreso laboral de la pareja 2001 -0,011 *** -0,016 -0,006 -0,011 *** -0,016 -0,006
Ingreso laboral de la pareja 2002 -0,009 *** -0,015 -0,003 -0,009 *** -0,015 -0,003
Ingreso laboral de la pareja 2003 -0,015 *** -0,021 -0,009 -0,015 *** -0,021 -0,009
Ingreso laboral de la pareja 2004 -0,012 *** -0,017 -0,006 -0,012 *** -0,006
Ingreso laboral de la pareja 2005 -0,003 -0,012 0,006 -0,003 -0,012 0,005
Ingreso laboral de la pareja 2006 -0,014 *** -0,011 -0,015 *** -0,012
Otros ingresos del hogar -0,011 *** -0,012 -0,010 -0,011 *** -0,012 -0,010
Incluye variables hijos Sí No
Observaciones 99.534 99.534
*** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1.
Todos los modelos incluyen edad, edad al cuadrado y una variable que da cuenta de la fase del ciclo económico.
46
El aumento en la oferta laboral de las
mujeres casadas en Uruguay
Alma Espino, Martín Leites y Alina Machado
Cuadro A5. Mujeres casadas o unidas entre 25 y 54 años (hasta 9 años de
escolaridad).
Variable dependiente horas habituales por semana (incluye 0 horas).
Elasticidades en la media
Variables Intervalo al 95% de
Intervalo al 95%
Inferior Superior Inferior Superior
Ingreso laboral 1991 0,637 *** 0,550 0,724 0,731 *** 0,645
Ingreso laboral 1992 0,651 *** 0,563 0,739 0,747 *** 0,659
Ingreso laboral 1993 0,612 *** 0,526 0,699 *** 0,613
Ingreso laboral 1994 *** 0,562 0,735 *** 0,653
Ingreso laboral 1995 0,574 *** 0,430 0,719 *** 0,537
Ingreso laboral 1996 0,711 *** 0,734 *** 0,641
Ingreso laboral 1997 0,666 *** 0,573 0,759 *** 0,594
*** 0,527 0,709 0,670 *** 0,579 0,760
Ingreso laboral 1999 0,617 *** 0,533 0,701 0,735 ***
Ingreso laboral 2000 *** 0,506 0,671 0,712 *** 0,627
Ingreso laboral 2001 0,620 *** 0,536 0,705 0,747 *** 0,659
Ingreso laboral 2002 0,613 *** 0,525 0,700 *** 0,655
Ingreso laboral 2003 *** 0,569 0,747 *** 0,717
Ingreso laboral 2004 0,669 *** 0,579 0,760 *** 0,901
Ingreso laboral 2005 0,552 *** 0,466 0,674 *** 0,761
Ingreso laboral 2006 0,541 *** 0,469 0,613 0,667 *** 0,593 0,740
Ingreso laboral de la pareja 1991 -0,110 *** -0,151 *** -0,149 -0,066
Ingreso laboral de la pareja 1992 -0,105 *** -0,149 -0,061 -0,106 *** -0,150 -0,062
Ingreso laboral de la pareja 1993 -0,091 *** -0,134 -0,047 *** -0,131 -0,043
Ingreso laboral de la pareja 1994 *** -0,162 -0,074 -0,115 *** -0,159 -0,071
Ingreso laboral de la pareja 1995 *** -0,123 -0,042 *** -0,122 -0,041
Ingreso laboral de la pareja 1996 -0,116 *** -0,150 -0,120 *** -0,154
Ingreso laboral de la pareja 1997 *** -0,116 -0,040 -0,079 *** -0,117 -0,041
*** -0,126 -0,050 -0,069 *** -0,107 -0,031
Ingreso laboral de la pareja 1999 -0,099 *** -0,059 -0,095 *** -0,134 -0,055
Ingreso laboral de la pareja 2000 -0,079 *** -0,040 *** -0,039
Ingreso laboral de la pareja 2001 -0,079 *** -0,116 -0,041 *** -0,115 -0,040
Ingreso laboral de la pareja 2002 -0,060 *** -0,093 -0,026 *** -0,091 -0,024
Ingreso laboral de la pareja 2003 -0,095 *** -0,130 -0,060 -0,092 *** -0,127 -0,056
Ingreso laboral de la pareja 2004 -0,107 *** -0,149 -0,065 -0,102 *** -0,145 -0,060
Ingreso laboral de la pareja 2005 *** -0,139 -0,037 *** -0,136 -0,033
Ingreso laboral de la pareja 2006 -0,051 *** -0,077 -0,025 -0,045 *** -0,071 -0,019
Otros ingresos del hogar -0,033 *** -0,031 *** -0,037 -0,026
Incluye variables hijos Sí No
Observaciones 56.705 56.705
*** p < 0,01.
Todos los modelos incluyen edad, edad al cuadrado y una variable que da cuenta de la fase del ciclo económico.
64
SEGUNDO SEMESTRE DE 2009, PP. 13-53.
ISSN 0120-3584.
DESARROLLO Y SOCIEDAD
47
Cuadro A6. Mujeres casadas o unidas entre 25 y 54 años (entre 10 y 12 años de
escolaridad).
Variable dependiente horas habituales por semana (incluye 0 horas).
Elasticidades en la media
Variables Intervalo al 95%
Intervalo al 95% de
Inferior Superior Inferior Superior
Ingreso laboral 1991 0,299 *** 0,421 0,379 *** 0,257 0,501
Ingreso laboral 1992 0,272 *** 0,150 0,393 *** 0,226 0,469
Ingreso laboral 1993 *** 0,132 0,363 0,327 *** 0,212 0,442
Ingreso laboral 1994 *** 0,167 0,399 0,359 *** 0,243 0,474
Ingreso laboral 1995 *** ***
Ingreso laboral 1996 *** 0,454 *** 0,324
Ingreso laboral 1997 0,404 *** 0,273 0,534 *** 0,579
0,340 *** 0,211 0,469 *** 0,279 0,537
Ingreso laboral 1999 0,543 *** 0,432 0,653 0,640 *** 0,529 0,750
Ingreso laboral 2000 *** 0,370 0,591 0,579 *** 0,690
Ingreso laboral 2001 0,523 *** 0,409 0,637 0,626 *** 0,512 0,740
Ingreso laboral 2002 0,516 *** 0,396 0,635 0,622 *** 0,502 0,741
Ingreso laboral 2003 *** 0,470 0,693 0,704 *** 0,593
Ingreso laboral 2004 0,552 *** 0,665 0,669 *** 0,556
Ingreso laboral 2005 *** ***
Ingreso laboral 2006 0,564 *** 0,661 0,674 *** 0,769
Ingreso laboral de la pareja 1991 -0,101 *** -0,149 -0,053 -0,104 *** -0,152 -0,055
Ingreso laboral de la pareja 1992 -0,074 *** -0,124 -0,025 -0,075 ** -0,124 -0,025
Ingreso laboral de la pareja 1993 -0,055 ** -0,102 -0,009 -0,060 ** -0,106 -0,013
Ingreso laboral de la pareja 1994 -0,079 *** -0,126 -0,032 *** -0,126 -0,033
Ingreso laboral de la pareja 1995 -0,074 *** -0,114 -0,035 -0,074 *** -0,114 -0,035
Ingreso laboral de la pareja 1996 *** -0,116 -0,044 -0,079 *** -0,116 -0,043
Ingreso laboral de la pareja 1997 -0,074 *** -0,114 -0,033 *** -0,121 -0,040
-0,052 ** -0,099 -0,006 -0,049 ** -0,095 -0,002
Ingreso laboral de la pareja 1999 -0,125 *** -0,169 -0,125 *** -0,170
Ingreso laboral de la pareja 2000 -0,067 *** -0,026 *** -0,110 -0,027
Ingreso laboral de la pareja 2001 -0,090 *** -0,130 -0,050 -0,093 *** -0,133 -0,053
Ingreso laboral de la pareja 2002 -0,072 *** -0,110 -0,034 -0,073 *** -0,110 -0,035
Ingreso laboral de la pareja 2003 -0,057 ** -0,096 -0,019 *** -0,097 -0,020
Ingreso laboral de la pareja 2004 -0,044 * 0,001 -0,043 * 0,002
Ingreso laboral de la pareja 2005 -0,130 *** -0,177 -0,129 ***
Ingreso laboral de la pareja 2006 *** -0,107 -0,053 *** -0,055
Otros ingresos del hogar -0,023 *** -0,019 -0,023 *** -0,019
Incluye variables hijos Sí No
Observaciones 27.052 27.052
*** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1.
Todos los modelos incluyen edad, edad al cuadrado y una variable que da cuenta de la fase del ciclo económico.
48
El aumento en la oferta laboral de las
mujeres casadas en Uruguay
Alma Espino, Martín Leites y Alina Machado
Cuadro A7. Mujeres casadas o unidas entre 25 y 54 años (más de 12 años
de escolaridad).
Variable dependiente horas habituales por semana (incluye 0 horas).
Elasticidades en la media
Variables Intervalo al 95%
Intervalo al 95%
Inferior Superior Inferior Superior
Ingreso laboral 1991 0,219 *** 0,116 0,323 0,250 *** 0,353
Ingreso laboral 1992 0,246 *** 0,141 0,351 0,276 *** 0,171
Ingreso laboral 1993 0,201 *** 0,096 0,305 0,233 *** 0,129
Ingreso laboral 1994 0,270 *** 0,166 0,374 0,304 *** 0,200
Ingreso laboral 1995 0,265 *** 0,094 0,435 *** 0,112 0,456
Ingreso laboral 1996 *** 0,175 0,396 0,304 *** 0,193 0,415
Ingreso laboral 1997 0,294 *** 0,403 0,311 *** 0,201 0,420
*** 0,170 0,391 0,309 *** 0,199 0,419
Ingreso laboral 1999 0,305 *** 0,213 0,397 0,336 *** 0,244
Ingreso laboral 2000 0,316 *** 0,219 0,412 0,345 *** 0,441
Ingreso laboral 2001 0,317 *** 0,221 0,414 0,349 *** 0,253 0,445
Ingreso laboral 2002 0,297 *** 0,197 0,397 0,333 *** 0,233 0,432
Ingreso laboral 2003 0,274 *** 0,359 0,299 *** 0,213
Ingreso laboral 2004 0,246 *** 0,161 0,331 0,271 *** 0,357
Ingreso laboral 2005 *** 0,169 0,327 0,273 *** 0,193 0,353
Ingreso laboral 2006 0,196 *** 0,122 0,271 0,220 *** 0,145 0,296
Ingreso laboral de la pareja 1991 -0,031 -0,072 0,010 -0,032 -0,073
Ingreso laboral de la pareja 1992 -0,046 * -0,095 0,002 -0,047 * -0,095 0,001
Ingreso laboral de la pareja 1993 -0,006 -0,052 0,041 -0,009 -0,055
Ingreso laboral de la pareja 1994 -0,074 *** -0,120 -0,077 ** -0,123 -0,031
Ingreso laboral de la pareja 1995 -0,029 0,009 -0,031 -0,070
Ingreso laboral de la pareja 1996 -0,009 -0,046 -0,011 -0,049 0,026
Ingreso laboral de la pareja 1997 -0,022 -0,063 0,019 -0,023 -0,064
-0,022 -0,063 0,019 -0,019 -0,061 0,022
Ingreso laboral de la pareja 1999 -0,030 -0,069 0,009 -0,033 * -0,071 0,006
Ingreso laboral de la pareja 2000 -0,047 * -0,047 ** -0,009
Ingreso laboral de la pareja 2001 -0,021 -0,057 0,014 -0,025 -0,060 0,010
Ingreso laboral de la pareja 2002 -0,009 -0,039 0,022 -0,013 -0,044 0,017
Ingreso laboral de la pareja 2003 -0,036 ** -0,005 ** -0,069 -0,006
Ingreso laboral de la pareja 2004 -0,025 -0,061 0,011 -0,026 -0,063 0,011
Ingreso laboral de la pareja 2005 -0,042 * 0,004 -0,046 ** -0,092 -0,001
Ingreso laboral de la pareja 2006 -0,011 -0,034 0,012 -0,014 -0,037 0,009
Otros ingresos del hogar -0,010 *** -0,013 -0,006 -0,010 *** -0,014 -0,007
Incluye variables hijos Sí No
Observaciones
17.674 17.674
*** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1.
Todos los modelos incluyen edad, edad al cuadrado y una variable que da cuenta de la fase del ciclo económico.
64
SEGUNDO SEMESTRE DE 2009, PP. 13-53.
ISSN 0120-3584.
DESARROLLO Y SOCIEDAD
49
Cuadro A8. Efectos marginales en la participación en el mercado de trabajo.
Mujeres casadas o unidas entre 25 y 54 años.
Modelo probit.
1 = activa; 0 = inactiva
Variable 1992-1994 1995-1997 1998-2000 2001-2003 2004-2006
Edad -0,00357
(0,00247)
-0,00402*
-0,00494**
(0,00237)
-0,00663***
(0,00222)
0,00407**
Educación 0,0417***
(0,00120)
0,0394***
(0,00116)
0,0412***
0,0337***
(0,00109)
0,0402***
(0,000910)
Ingresos del hogar (excluido
el ingreso laboral propio)
(0,00569)
(0,00541)
-0,0735***
(0,00593)
-0,00617*
(0,00352)
-0,0493***
(0,00433)
Asiste a centro educativo -0,0597**
(0,0302)
-0,0313
(0,0270)
(0,0264)
-0,133***
(0,0176)
Hijos hasta 3 años -0,130***
(0,0104)
-0,145***
(0,0105)
-0,121***
(0,0106)
-0,132***
(0,0104)
-0,134***
Hijos de 4 a 6 años -0,0903***
(0,00969)
(0,00963)
(0,00935)
(0,00756)
Hijos de 7 a 12 años -0,0612***
-0,0572***
-0,0732***
-0,0419***
(0,00759)
-0,0760***
-0,0510***
-0,0173**
-0,0291***
Montevideo
(0,00764)
(0,00749)
0,0662***
(0,00721)
0,0376***
(0,00570)
Jefe de hogar 0,131***
(0,0324)
0,0920***
(0,0219)
0,0929***
(0,0140)
(0,0119)
0,110***
Generación 1937-1941 -0,00409
0,0400
(0,0979)
Generación 1942-1946
(0,0579)
0,0496
(0,0755)
Generación 1947-1951 0,0961**
(0,0449)
(0,0654)
0,0501**
(0,0235)
0,0679
(0,0550)
(0,0693)
Generación 1952-1956 0,114***
(0,0346)
0,112*
(0,0573)
(0,0274)
0,0959**
(0,0457)
(0,0509)
Generación 1957-1961
0,139***
(0,0500)
0,109***
(0,0341)
0,115***
(0,0375)
(0,0390)
Generación 1962-1966 0,0693***
(0,0203)
0,107**
(0,0471)
0,0976**
(0,0432)
(0,0303)
-0,0234
Generación 1967-1971 0,0435
(0,0564)
(0,0251)
0,0103
(0,0196)
Generación 1972-1976 -0,0324
0,0420*
(0,0227)
0,00933
Observaciones 17.076 17.047 16.755 16.339 27.491
Errores estándar en paréntesis. *** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1.
50
El aumento en la oferta laboral de las
mujeres casadas en Uruguay
Alma Espino, Martín Leites y Alina Machado
Cuadro A9. Mujeres casadas o unidas entre 25 y 54 años.
Variable dependiente horas habituales por semana (incluye 0 horas).
MCO
Variables 1992-1994 1995-1997 1998-2000 2001-2003 2004-2006
Ingreso laboral 11,12*** 11,70*** 11,11*** 11,77*** 11,93*** 12,29*** 10,59*** 9,545*** 10,52***
(0,335) (0,327) (0,295) (0,306) (0,300) (0,269) (0,291) (0,260) (0,245)
Ingreso laboral de la pareja -1,544*** -1,542*** -1,416*** -1,405*** -1,413*** -1,306***
(0,177) (0,177) (0,147) (0,147) (0,155) (0,155) (0,169) (0,145) (0,146)
Ingresos del hogar (excluido el
ingreso laboral propio) -0,534*** -0,495*** -0,466*** -0,447*** -0,552*** -0,557*** -0,553*** -0,339*** -0,576*** -0,620***
(0,066) (0,066) (0,067) (0,072) (0,072) (0,073) (0,069)
Edad2-0,0247*** -0,0176*** -0,0197*** -0,0142*** -0,0174*** -0,0167*** -0,0192*** -0,003 -0,0167*** -0,00611**
(0,003) (0,003) (0,003) (0,003) (0,003) (0,003) (0,003) (0,003) (0,003) (0,003)
Edad 1,039*** 1,221*** 1,237*** 1,373*** 0,091 0,433**
(0,239) (0,241) (0,221) (0,235) (0,226) (0,237) (0,241) (0,216) (0,201)
Hijos hasta 2 años -4,576*** -2,040*** -2,517*** -3,519***
(0,474) (0,476) (0,592) (0,460)
Hijos de 3 a 6 años -2,962*** -2,456*** -2,544*** -3,052***
(0,371) (0,373) (0,449) (0,399) (0,354)
Hijos de 7 a 12 años -2,367*** -1,736*** -1,967***
(0,349) (0,351) (0,363) (0,327)
-0,727* 1,099*** -0,525 -1,710***
(0,369) (0,371) (0,423) (0,336)
Constante -23,24*** -24,99*** -26,50*** -30,30*** -21,54*** -1,719 -14,29*** -9,571**
(4,419) (4,137) (4,439) (4,172) (4,431) (4,275) (4,393) (4,552) (3,944) (3,775)
Observaciones 17.194 17.194 16.967 16.967 16.409 17.577
R2 0,066 0,093 0,097 0,092 0,11 0,07 0,097
*** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1.
(Continúa)
64
SEGUNDO SEMESTRE DE 2009, PP. 13-53.
ISSN 0120-3584.
DESARROLLO Y SOCIEDAD
51
Cuadro A9. Mujeres casadas o unidas entre 25 y 54 años (continuación).
Elasticidades en la media
1992-1994 1995-1997 1998-2000 2001-2003 2004-2006
Ingreso laboral 0,516 0,542 0,517 0,542 0,494 0,524 0,432 0,477
0,511 0,574 0,546 0,521 0,576 0,512 0,571 0,530 0,467 0,520 0,549 0,407 0,456 0,454 0,501
Ingreso laboral
de la pareja
0,072 -0,072 -0,064 -0,064 -0,066 -0,059
-0,102 -0,070 -0,102 -0,069 -0,059 -0,051 -0,050 -0,053 -0,055 -0,072 -0,046 -0,071 -0,046
Ingresos del
hogar (exclui-
do el ingreso
laboral propio)
-0,025 -0,023 -0,022 -0,021 -0,025 -0,025 -0,026 -0,027 -0,026
-0,031 -0,019 -0,029 -0,017 -0,016 -0,027 -0,015 -0,031 -0,019 -0,032 -0,019 -0,032 -0,019 -0,034 -0,021 -0,032 -0,020 -0,034 -0,022
52
El aumento en la oferta laboral de las
mujeres casadas en Uruguay
Alma Espino, Martín Leites y Alina Machado
Cuadro A10. Hombres casados o unidos entre 25 y 54 años.
Variable dependiente horas habituales por semana (incluye 0 horas). MCO
Variables
1992-1994 1995-1997 1998-2000 2001-2003 2004-2006
Ingreso laboral 6,035*** 6,619*** 7,291*** 7,234*** 7,195*** 5,191*** 5,033***
(0,679) (0,672) (0,79) -0,693 -0,669 -0,473
Ingreso laboral de la
pareja
-1,033*** -1,342*** -1,502*** -1,465*** -0,571* -0,791*** -1,432***
(0,261) (0,3) (0,247) (0,23) (0,29) -0,311 -0,2
Ingresos del hogar
(excluido el ingreso
laboral propio)
-0,427*** -0,425*** -0,593*** -0,452*** -0,450*** -0,672*** -0,671***
(0,047) (0,047) (0,051) (0,05) (0,06) (0,06) -0,057 -0,057 -0,052 -0,052
Edad2 -0,0206*** -0,0136*** -0,0174*** -0,0160*** -0,0161*** -0,00517* -0,00744*** -0,00573**
(0,002) (0,002) (0,003) (0,00) (0,00) (0,002) (0,003) (0,003) (0,002) (0,002)
Edad 1,309*** 1,533*** 1,290*** 1,133*** 0,35 0,520** 0,417**
(0,194) (0,204) (0,19) (0,21) (0,201) (0,214) (0,190) (0,179)
Hijos hasta 2 años -0,454 0,102 -1,027***
(0,394) (0,414) (0,425) (0,353)
Hijos de 3 a 6 años 0,034 0,420 -0,314 1,053*** -0,536*
(0,290) (0,313) (0,361)
Hijos de 7 a 12 años 0,354 0,233 -0,141 0,312 -0,100
(0,265) (0,290) (0,349) (0,327) (0,279)
0,636** 0,235 0,732** -0,243
(0,279) (0,303) (0,35) (0,333)
Constante 4,5 5,79 7,24 6,91
(4,321) (4,160) (4,312) (4,13) (4,43) (4,37) (4,420) (4,224) (3,550)
Observaciones 17.136 17.136 16.903 16.903 16.736 16.736 16.291 16.291
R20,019 0,0 0,019 0,02 0,01 0,02 0,032 0,031 0,005
*** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1.
(Continúa)
64
SEGUNDO SEMESTRE DE 2009, PP. 13-53.
ISSN 0120-3584.
DESARROLLO Y SOCIEDAD
53
Cuadro A10. Hombres casados o unidos entre 25 y 54 años (continuación).
Elasticidades en la media
1992-1994 1995-1997 1998-2000 2001-2003 2004-2006
I
ngreso laboral 0,121 0,117 0,139 0,140 0,153 0,152 0,163 0,119 0,116 0,113
0,094 0,147 0,090 0,143 0,115 0,163 0,116 0,164 0,120 0,119 0,132 0,194 0,137 0,197 0,095 0,137 0,092 0,133
Ingreso laboral
de la pareja
-0,021 -0,020 -0,031 -0,031 -0,031 -0,013 -0,042 -0,036 -0,032
-0,031 -0,010 -0,030 -0,010 -0,041 -0,022 -0,043 -0,020 -0,042 -0,019 -0,027 0,001 -0,031 -0,005 -0,044 -0,027 -0,040 -0,024
Ingresos del
hogar (exclui-
do el ingreso
laboral propio)
-0,009 -0,012 -0,013 0,009 -0,009 -0,012 -0,015 -0,015
-0,010 -0,007 -0,010 -0,007 -0,015 -0,010 -0,015 -0,010 -0,012 -0,007 -0,012 -0,007 -0,021 -0,016 -0,021 -0,016 -0,017 -0,013 -0,017 -0,013
