¿Frenos al empoderamiento económico? Factores que limitan la inserción laboral y la calidad del empleo de las mujeres: el caso chileno
| Autor | Alma Espino, María Sauval |
| Páginas | 305-360 |
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DESARRO. SOC. 71, PRIMER SEMESTRE DE 2013, PP. X-XX, ISSN 0120-3584
Revista
Desarrollo y Sociedad
77
Segundo semestre 2016
PP. 305-360, ISSN 0120-3584
E-ISSN 1900-7760
¿Frenos al empoderamiento económico?
Factores que limitan la inserción laboral
y la calidad del empleo de las mujeres:
el caso chileno
Obstacles to Economic Empowerment?
Limiting Factors to Women’s Job-Placement
and Employment Quality: The Chilean Case
Alma Espino1
María Sauval2
DOI: 10.13043/DYS.77.8
Resumen
Este artículo explica las divergencias en los resultados obtenidos por hombres
y mujeres en el mercado laboral en Chile. Se distinguen dos clases de barreras
a la inserción laboral femenina: las restricciones intrínsecas y las impuestas.
Utilizando los datos de la Encuesta de caracterización socioeconómica nacio-
nal de 2011 se aplican modelos de probabilidad a cinco etapas características
de la inserción laboral de los trabajadores, y luego se descomponen las bre-
chas de género identificadas. Los resultados confirman la presencia de barreras
culturales derivadas de la tradicional división sexual del trabajo que limitan
1 Investigadora en el Centro Interdisciplinario de Estudios sobre el Desarrollo-Uruguay (Ciedur). Docente
del Departamento de Economía, Facultad de Ciencias Económicas y de Administración, Universidad
de la República, Uruguay. Correo electrónico: aespino@ciedur.org.uy.
2 Investigadora en el Centro Interdisciplinario de Estudios sobre el Desarrollo-Uruguay (Ciedur). Correo
electrónico: msauval@ciedur.org.uy.
Este artículo fue recibido el 19 de agosto del 2015, revisado el 26 de mayo del 2016 y finalmente
aceptado el 26 de julio del 2016.
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la oferta de trabajo femenina y condicionan una inserción laboral más infor-
mal y de menor calidad en relación con los hombres. Asimismo, se constata
que dichas limitaciones son reproducidas por mecanismos institucionales y de
mercado por medio de factores de discriminación y segregación.
Palabras clave: género (Thesaurus); empoderamiento económico, restricciones
intrínsecas, restricciones impuestas, mercado laboral (palabras clave de autor).
Clasificación JEL: J21, J31, J71.
Abstract
This paper explains the differences in men and women’s labor market outco-
mes. We distinguish between intrinsic and imposed gender constraints on
women’s participation in the labor market in Chile. Using data from the 2011
survey “Encuesta d e Caracterizaci ón Socioeconóm ica Nacional”, we apply
probability models to five stages of labor trajectories, decomposing gender
gaps at each stage. Results confirm that women’s labor supply is restricted by
the existence of cultural barriers associated with the traditional sexual divi-
sion of labor. This hinders their job market performance, leading to jobs with
higher informa lity levels and lower levels of job quality in comparison to men.
In addition, we find that institutional mechanisms reproduce these limitations
through discrimi nation and segregation.
Key words: Gender (Thesaurus); Economic empowerment, intrinsic constraints,
imposed constraints, labor market (author's key words).
JEL classification: J21, J31, J71.
Introducción
En las dos últimas décadas, la participación laboral femenina en Chile ha sido
creciente, aunque todavía se ubica por debajo del promedio regional. La ocu-
pación ha seguido la misma tendencia, pero las características de los puestos
de trabajo femeninos revelan una calidad inferior a la de los hombres y conti-
núan registrándose considerables brechas de género en los ingresos laborales.
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A los efectos de analizar los determinantes que contribuyen a los comporta-
mientos y resultados laborales obtenidos por las mujeres, en este artículo se
adopta la propuesta de Kabeer (2012) acerca de la existencia de estructuras
de restricciones “intrínsecas”, basadas en reglas, costumbres, creencias y valo-
res, e “impuestas”, derivadas de la existencia de instituciones que tienden a
reproducir las desigualdades de género.
El objetivo de este trabajo consiste en proporcionar evidencia empírica para
que las políticas sociales y laborales enfrenten con más eficacia las desigual-
dades de género y contribuyan a los procesos de empoderamiento económico
femenino. Con base en estas consideraciones se busca identificar las restric-
ciones que condicionan los comportamientos laborales femeninos y las carac-
terísticas de su inserción en el mercado de trabajo.
Para alcanzar este objetivo se propone utilizar los datos de la Encuesta de
caracterización socioeconómica nacional del año 2011. Se realiza un análisis
en cinco etapas (participación laboral, ocupación, categoría de la ocupación,
intensidad en horas laborales semanales y salario recibido), en las cuales se
estiman probabilidades de inserción para hombres y mujeres, y se realiza una
descomposición de las brechas encontradas del tipo Oaxaca.
El artículo se organiza de la siguiente manera: en primer lugar, se repasan los
principales antecedentes encontrados sobre esta temática. En segundo lugar,
se describe el marco teórico elegido para el análisis. A continuación, se des-
criben algunas características de la participación laboral femenina. Luego, se
plantea la estrategia empírica del análisis. En la quinta sección se presentan
los resultados del análisis econométrico. Finalmente, se concluye con los prin-
cipales resultados y sus implicancias para las políticas públicas.
I. Antecedentes
La participación laboral femenina en Chile ha recibido atención en diversos
estudios durante los últimos años debido a su tendencia creciente, especial-
mente entre las mujeres casadas y su rezago relativo respecto al resto de los
países de la región.
Mizala, Romaguera y Henríquez (1999) encuentran que, en general, los hijos
de 0 a 15 años desincentivan la entrada al mercado laboral de las mujeres,
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mientras que el hecho de tener hijas mujeres entre 19 y 24 años tiene un efecto
positivo en la participación. Eso se relaciona con que las hijas mujeres tienen
más probabilidad de sustituir a la dueña de casa en los quehaceres domésti-
cos y en el cuidado de los niños pequeños.
Contreras, Bravo y Puentes (1999) distinguen el comportamiento laboral de las
mujeres por cohortes o generaciones, concluyendo que su participación labo-
ral es afectada por la edad o la cohorte a la que pertenecen. Las mujeres más
jóvenes enfrentan el mercado laboral con “mejores condiciones”, pues tienen
menos hijos y mayores niveles educativos.
Ferrada Bórquez y Zarzosa Espina (2010) analizan la oferta laboral femenina
considerando separadamente cada región de Chile para analizar el impacto de
cada variable según los diferentes territorios, encontrando impactos opues-
tos entre una región y otra. La importancia de esta forma de análisis radica
en que permite focalizar la formulación y aplicación de políticas públicas en
el plano regional.
Contreras y Plaza (2010) analizan los determinantes de la participación feme-
nina en la fuerza laboral chilena usando la edad, la educación, el estado civil y
el número de hijos. El artículo también examina factores como el “machismo”
y otros valores culturales que influyen en la participación laboral femenina.
Utiliza dos indicadores para variables culturales, construidos sobre la base
de la encuesta ISSP aplicada en Chile en el 2002. El primero identifica si una
mujer está inserta en un contexto cultural machista; el segundo clasifica a las
mujeres de acuerdo con un índice de valor que identifica las actitudes conser-
vadoras. La evidencia sugiere que cuanto más han internalizado las mujeres los
valores culturales machistas y conservadores, menos participan en el mercado
laboral. Se concluye que la existencia de esos factores culturales compensa
el efecto positivo de las variables de capital humano, asociándose a una baja
participación laboral femenina en Chile.
Benvin y Perticará (2007) evalúan los determinantes del notable aumento en
la tasa de participación femenina en el periodo 1990-2003, y encuentran que la
mejora en el nivel de escolaridad de la población femenina es uno de sus
principales determinantes. Si bien constatan que disminuye el porcentaje de
mujeres que tienen uno o más hijos, o tienen hijos en edad de sala cuna o pre-
escolar en el periodo, ello no parece tener un impacto importante en la tasa de
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participación. Tampoco se encuentra un efecto parámetro que indique que
hayan cambiado en forma sustancial los patrones de participación (elasticidad)
de las mujeres con niños pequeños. Concluyen que independientemente de
las características de las mujeres, el aumento generalizado en la participación
laboral puede estar relacionado con cambios en las condiciones macroeconó-
micas, en la legislación laboral, etcétera.
Con respecto a la calidad del empleo y la segregación laboral, Sáez Rubilar
(2013) señala que, dentro de las personas ocupadas, existe una mayor pro-
porción de mujeres en empleos informales respecto a los hombres. El 68% de
las mujeres en empleos informales engrosa las categorías más precarias del
empleo informal: familiares, auxiliares y subordinadas independientes3.
Perticará y Celhay (2010) señalan para el periodo 1998-2006 que el fenó-
meno de la informalidad4 en Chile es menos importante que en otras eco-
nomías latinoamericanas e incluso ha tendido a atenuarse. Sin embargo, las
mayores tasas de informalidad se registran entre las mujeres, los individuos
de bajo nivel educativo, y los jóvenes y mayores de 65 años, y casi el 50% de
las mujeres que salen de la informalidad pasan a ser inactivas. Los autores
sugieren que habría razones para pensar que parte del empleo informal res-
ponde a una “opción”, cuando ciertos grupos, por ejemplo las mujeres, quie-
ren compatibilizar el trabajo con la familia.
Esa última interpretación, que enfatiza la informalidad como resultado de
opciones de las mujeres, estaría en línea con la de diversos autores que encuen-
tran que el empleo informal puede ser el resultado de una elección volunta-
ria de los trabajadores basada en la maximización del ingreso o la utilidad,
cuando ponderan los costos y los beneficios de ser informal (Bosch y Maloney,
2006; Pratap y Quintin, 2006). En particular, Maloney (2004) concluye que
las mujeres optan por el trabajo informal debido a su compatibilidad con las
tareas del hogar. En una perspectiva opuesta, Beccaria, Groisman y Monsalvo
(2006) consideran que la informalidad es una manifestación de un mercado
3 La categoría de “trabajadores familiares auxiliares” se define de acuerdo con la Clasificación Interna-
cional de la Situación en el Empleo (CISE-93).
4 Con base en la definición de informalidad utilizada por la Organización Internacional del Trabajo (OIT),
se considera informales a quienes no cotizan a la seguridad social y declaran no tener contrato de
trabajo.
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laboral que no genera un número suficiente de puestos de trabajo de calidad
dentro de un marco de política insuficiente.
Maurizio (2012) estudia la relación entre el género, el empleo informal o el
empleo en el sector informal, las diferencias salariales y la pobreza, en Argen-
tina, Chile, Brasil y Perú. La autora concluye que la informalidad no es tanto
una causa de la pobreza, como la manifestación de la falta de oportunidades
laborales en el sector formal de la economía y la escasez de puestos de tra-
bajo formales.
En lo que hace al análisis de las políticas públicas en aplicación en Chile, Arria-
gada (2015) señala la persistencia de dificultades para incorporar una pers-
pectiva de género en las políticas y programas públicos, mientras que tiende
a enfatizarse en la condición de vulnerabilidad femenina y en la maternidad,
más que en su rol económico. Asimismo, la autora plantea la necesidad de
mayores esfuerzos de reorientación de las políticas y de los programas exis-
tentes para la incorporación de las mujeres en el mercado laboral en trabajos
de calidad y para aumentar su autonomía económica.
Las diferentes líneas de argumentación sugieren la necesidad de encontrar
evidencia sobre los obstáculos y las opciones que determinarían el acceso a
mejores oportunidades laborales para las mujeres y que puedan apoyar cambios
y nuevas orientaciones en las políticas públicas. Este trabajo aporta al conoci-
miento del conjunto de variables que desde la decisión de ingresar al mercado
laboral inciden en las elecciones de las mujeres; si optan por empleos de baja
remuneración cuyas condiciones son malas porque son empleos “femeninos”, o
se enfrentan a limitaciones que las conducen a tomar los trabajos que, aunque
de mala calidad —con bajos salarios— son, en ciertas dimensiones —horarios,
flexibilidad—, “amigables”, tanto con sus responsabilidades familiares como
con los estereotipos de género.
II. Marco de análisis
La investigación se basa en el marco analítico de Kabeer (2012), que desarrolla la
idea de “estructuras de restricción”. Estas se refieren, por una parte, a las reglas,
costumbres, creencias y valores vinculados a la definición de lo femenino y lo
masculino y que asignan diferentes roles y responsabilidades a hombres y muje-
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res, niños y niñas, clasificándose como “restricciones intrínsecas”. Es de
esperar que estas normas presenten variaciones entre grupos sociales par-
ticulares en contextos específicos. Por otra parte, se refiere a las “restricciones
impuestas” derivadas de la existencia de instituciones que pueden actuar como
“portadoras de género” (Whitehead, 1979) por medio de ideas preconcebidas
acerca de la masculinidad y la feminidad por medio de rutinas, normas, pro-
cedimientos y prácticas, reproduciendo y creando nuevas desigualdades entre
hombres y mujeres. En el mercado laboral, esto se observa en las preferencias
de los empleadores, las normas culturales y legales, y las prácticas cotidianas.
El empoderamiento de las mujeres se refiere a un proceso mutidimensional
de cambio (político, social y económico de la vida) que permite acrecentar su
capacidad de toma de decisiones estratégicas acerca de sus vidas, de parti-
cipar en igualdad de condiciones con los hombres e impulsar cambios en la
sociedad. En este marco se establece la relación entre el proceso de empo-
deramiento económico femenino, el empleo y el acceso a recursos econó-
micos, aunque estos dos últimos factores no aseguran transitar ese proceso.
En la práctica, no todo trabajo remunerado puede ser fuente de bienestar o
empoderamiento en tanto las oportunidades de empleos remunerados varían
desde los trabajos de mala calidad (mal pagados, degradantes) a un trabajo
de buena calidad, caracterizado por la formalidad del contrato, condiciones
de trabajo dignas, regularidad en el pago y la protección jurídica y social. No
obstante, también es posible afirmar que la falta de ingresos propios a partir
del empleo deja a las mujeres dependientes de la provisión masculina —tanto
para ellas como para sus hijos—, o a competir en los mercados en situaciones
de desventaja (Kabeer, 2009).
Por tanto, se parte del supuesto de la existencia de formas de acceso al empleo
que representan una expansión sustantiva de las opciones de vida de las muje-
res y de su capacidad de agencia, y de la importancia de las políticas públicas.
Los empleos formales tendrían un mayor impacto positivo en esta capacidad
de agencia. Respecto a los empleos informales, Kabeer (2012) sugiere que sus
efectos positivos serán mayores que los del trabajo familiar no remunerado en
tanto ello supone mantener algo de control sobre los ingresos propios y entrar
en el dominio público.
Este artículo propone clarificar cuáles son las características personales y
de los hogares que operarían como restricciones y estarían contribuyendo a
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determinar las elecciones (posibilidades) de las mujeres en su participación
en el mercado laboral y, por tanto, sentar bases para procesos de empode-
ramiento. En particular, se procura encontrar evidencia sobre la hipótesis de
la existencia de restricciones “intrínsecas” e “impuestas” y su incidencia en la
inserción laboral femenina.
La clasificación entre restricciones intrínsecas e impuestas debe relativizarse
conceptualmente. El género se entiende como variable endógena que da forma
a los procesos de mercado en términos de acceso y control sobre los recur-
sos, la educación y los ingresos, y condiciona las opciones de las personas;
por ende, la inequidad de género es tanto causa como resultado. Aquellas
restricciones que en ciertas realidades podrían ser derivadas de costumbres,
creencias y valores tradicionales —por ejemplo, la educación de las mujeres—,
pueden responder también a la reproducción de las desigualdades que derivan
del funcionamiento del mercado. Esto es, si se internaliza la brecha de género
en el marco de diferentes formas de discriminación o segregación laboral, las
expectativas que se formen pueden conducir a reforzar los roles de género y
los hombres podrán recibir, por ejemplo, más educación, con lo cual la brecha
de género original tiende a reforzarse.
III. El mercado laboral y las desigualdades de género:
aproximación mediante datos estadísticos
Con base en datos de la Comisión Económica para América Latina y el Caribe
(Cepal), en el último decenio la tasa de actividad femenina en Chile pasó del
36,6% de la población en edad de trabajar en el 2003 al 47,3% en el 20115.
Pese a ello, la participación femenina sigue estando muy lejos de igualarse a
la de los hombres: la inactividad llega al 17% de los hombres y al 52,7% de
las mujeres entre 18 y 65 años. Con base en la Encuesta de caracterización
socioeconómica nacional (Casen) 2011 —encuesta utilizada para este estu-
dio—, se obtiene que la principal razón de inactividad de los hombres entre
los 18 y 29 años son los estudios (23,2%), mientras que para las mujeres en
5 Si bien la serie no es comparable entre los periodos 2003-2009 y 2010-2011, se puede observar una
clara tendencia creciente de la tasa de empleo y la tasa de empleo femenina dentro de ambos periodos
considerados de forma separada. La falta de comparabilidad obedece al cambio en las mediciones, a
raíz de la aplicación de la Nueva encuesta nacional de empleo (NENE), la que reemplaza a partir de
abril del 2010 a la antigua Encuesta nacional de empleo (ENE) vigente desde 1966.
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este tramo, si bien la proporción de estudiantes es similar, el 20% son inac-
tivas por realizar tareas domésticas y de cuidado. Los hombres entre 30 y 45
años están ocupados en un 90%, mientras que este porcentaje es del 60% para
las mujeres. La razón principal de esta diferencia se debe a que el 29% de las
mujeres se dedican a las tareas del hogar. La inactividad femenina caracteriza
a los quintiles de hogares de menores ingresos6.
La condición de actividad de hombres y mujeres varía considerablemente según
su estado civil. La proporción de hombres que viven en pareja que participan
activamente en el mercado de trabajo resulta superior a la de los solteros en
27 puntos porcentuales (93% y 66% respectivamente), mientras que entre las
mujeres, aquellas que están solteras tienen una mayor actividad laboral que
las que viven en pareja en 10 puntos porcentuales (57% y 47% respectiva-
mente). Por otro lado, si bien entre las personas solteras la mayor proporción
que es inactiva lo es por razones de estudio en ambos sexos, entre las perso-
nas casadas, el 42% de las mujeres son inactivas debido a la realización de
quehaceres domésticos y tareas de cuidado (porcentaje del 0,4% en el caso
de los hombres).
Si bien la problemática de la informalidad en el empleo afecta a ambos sexos
(30% del total), la tasa de informalidad es superior en las mujeres tanto para
el total como en cada una de las categorías ocupacionales tomadas indivi-
dualmente. La mayor parte de los y las trabajadoras chilenas (66% y 62%,
respectivamente) son asalariadas formales; el 17% se ubica como asalariadas
informales, representando un 50% del total en la categoría. Los hombres asa-
lariados informales se distribuyen principalmente entre el sector agrícola, la
construcción, el comercio y el transporte, mientras que el 40% de las muje-
res asalariadas informales son trabajadoras domésticas en hogares privados.
En el año 2011, las mujeres ganaban en promedio el 72,5% del salario de los
hombres y esa proporción es aún menor cuanto más años de educación tienen
los individuos. Las diferencias en los ingresos mensuales pueden estar influen-
ciadas por la menor dedicación horaria al trabajo remunerado.
6 Los quintiles de ingresos de los hogares a los que pertenecen los individuos se calculan con base en
el ingreso autónomo del hogar (sueldos y salarios, ganancias provenientes del trabajo independiente,
autoprovisión de bienes producidos por el hogar, bonificaciones, gratificaciones, rentas, intereses, así
como jubilaciones, pensiones, montepíos y transferencias entre privados. No incluye subsidios monetarios
del Estado) per cápita.
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Respecto a la intensidad de la participación representada por la cantidad de
horas trabajadas, las mujeres trabajan en promedio menos horas semanales
cuando hay menores en el hogar (41,1), y estas disminuyen aún más cuanto
menos edad tienen los niños (39,2 con niños entre 6 y 14 años, y 37,4 con
niños de 5 años y menos). Por su parte, los hombres casi no se ven afectados
por la presencia de menores en el hogar, e incluso siguen un comportamiento
contrario: cuando hay menores en el hogar, le dedican aún más horas al tra-
bajo remunerado.
En el total de niños de 0 a 5 años, el 44% asiste a un centro de cuidados, y
los niños de los quintiles más bajos asisten en menor proporción que los de
los estratos superiores (42,8% y 49,4% respectivamente), aunque no hay una
diferencia sustantiva. Las razones principales que declaran las personas encues-
tadas para no asistir a un centro de cuidados son, de manera casi similar en
todos los hogares, de carácter personal7.
IV. Estrategia empírica
El análisis se desarrolla para individuos de ambos sexos en el tramo de edad
de 18 a 65 años. Estos límites se definen por la edad de culminación de la
enseñanza secundaria y la edad probable de retiro. Se realiza el estudio para
el total de los individuos en este tramo etario y luego se focaliza para quienes
viven en pareja. Se utiliza la base de datos de la Encuesta de caracterización
socioeconómica nacional del año 2011. Este relevamiento es realizado por el
Ministerio de Desarrollo Social y tiene una periodicidad de aproximadamente
dos años, con base en una muestra representativa a escala nacional y regio-
nal. El cuestionario se refiere a aspectos demográficos, acceso a educación,
salud, vivienda, trabajo, ingresos y políticas sociales.
La estrategia consiste en testear la hipótesis acerca de la existencia de restric-
ciones intrínsecas e impuestas que caracterizan la inserción laboral femenina.
Para ello, se procede en dos pasos: por una parte, se clasifican ciertas variables
que se asocian de forma directa a una u otra restricción; y, por otra, se des-
componen las brechas resultantes de las estimaciones entre un componente
7 Por ejemplo, no se considera necesario porque los cuidan en la casa, no es necesario que un niño asista a
esa edad, si lo hiciera se enfermaría mucho y hay desconfianza en el cuidado brindado por una persona
que no pertenece a la familia.
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explicado por características y otro no explicado (dado por coeficientes). En este
segundo paso, se analiza la posible asociación entre el componente no expli-
cado —factores inobservables que pueden representar discriminación—, y su
origen, ya sea el ámbito reproductivo-familiar —restricciones intrínsecas— o
el mercado —restricciones impuestas—. Las restricciones que vienen dadas por
las características individuales y las que provienen de factores no observables
tendrán distintas implicancias de política pública. Además de testear la exis-
tencia de las restricciones, se analiza qué tipo de barrera tiene más o menos
incidencia en cada una de las etapas que caracterizan la inserción laboral.
Siguiendo al marco de análisis, las restricciones intrínsecas son aquellas reglas,
costumbres, creencias y valores que asignan roles diferentes a hombres y muje-
res, conformando un orden de género que regula las relaciones sociales. Con
el propósito de aproximar este grupo de restricciones, se asume que estas se
manifiestan en percepciones, la división sexual del trabajo y la organización
social. Por tanto, se toman como variables proxy el estado civil, la conforma-
ción familiar (presencia de hijos pequeños) y el tipo de hogar. Además, en la
descomposición de las brechas se puede visualizar la discriminación que pro-
mueve nuevas formas de desigualdad asociadas a restricciones que vienen del
ámbito reproductivo-familiar.
Por otra parte, las restricciones impuestas se derivan de las instituciones —mer-
cados, Estado, empresas— que actúan como “portadoras de género” mediante
normas, rutinas, procedimientos y prácticas. De forma análoga a las restriccio-
nes intrínsecas, se propone aproximar la existencia de las impuestas mediante
dos pasos. Algunas variables incluidas en las estimaciones pueden estar refle-
jando imposiciones de ciertas instituciones, al asociarse a factores del lado de
la demanda de trabajo. Así, la incidencia del nivel educativo en la inserción
laboral, el estrato social o el acceso a —o la falta de— servicios de cuidado,
son algunos factores que pueden reflejar restricciones impuestas. Además, al
descomponer las brechas de género que surgen de las estimaciones, se pro-
pone relacionar la existencia de algunos factores inobservables a comporta-
mientos de discriminación provenientes del mercado o ámbito productivo, y
por ende, a restricciones impuestas.
El análisis se realiza en cinco etapas: 1) en la decisión de participar en el mer-
cado laboral, 2) la efectiva obtención de un empleo, 3) la categoría de ocupa-
ción obtenida, 4) las horas semanales ofrecidas en el mercado laboral y 5) el
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salario recibido. Para cada etapa, se estiman las probabilidades de cumplimiento
para hombres y mujeres y se descomponen las brechas de género obtenidas.
Finalmente, se realizan estimaciones para personas casadas o unidas que cons-
tituyen la pareja principal del hogar, tanto hombres como mujeres. El modelo
de parejas puede ser interpretado en la línea de los “modelos de negociación
familiar”, que predicen una formulación alternativa a las decisiones de oferta
de trabajo y empleo familiar. En particular, suponen que la conducta de oferta
individual de trabajo de los integrantes de la pareja se ve influenciada de
manera diferente por cada ingreso, a diferencia de los modelos de familia uni-
taria, 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 laborales (Lundberg y Pollak, 1994; Manser y Brown, 1980;
McElroy y Horney, 1981).
Las variables consideradas se presentan en el anexo, donde se identifican las
que se utilizan en cada etapa (cuadro A1.1), así como su descripción (cuadro
A1.2). Se incluyen variables asociadas a restricciones intrínsecas e impuestas,
así como variables de situación, que dan cuenta de diferencias entre grupos o
territorios. Estas últimas también pueden contribuir a explicar las diferencias
en la inserción laboral entre hombres y mujeres.
1. Consideraciones metodológicas
Tanto la probabilidad de participar en el mercado laboral como la efectiva
obtención de un empleo se estiman a partir un modelo de elección discreta
simple. Se modela el éxito de participar (Y = 1) frente a no participar (Y = 0)
mediante una función logística:
Pr Y Y L X
i k
g
g mujer g h
ig ig ig
T
ig
T
= =
( )
=
( )
∀ = …
=
{ }
= =
1 0
1
12
1 2
,
, ,
,
;
β
oombre
L In P
Pdado P e
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,
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Donde Yig representa la decisión binaria de participar del mercado de trabajo,
representa los parámetros calculados por máxima verosimilitud, X repre-
senta el vector de variables explicativas y L la función de distribución aplicada
(logística). Se define la probabilidad de obtener un empleo de forma análoga
a la decisión de participar, modelando el éxito de obtención de un empleo
(E = 1) frente a no obtenerlo (E = 0).
La probabilidad de insertarse en diferentes categorías de ocupación se rea-
liza mediante estimaciones multilogísticas, clasificando las posibles catego-
rías en: asalariado formal, asalariado informal, trabajador por cuenta propia
(sin profesionales, técnicos y administrativos), patrón y trabajador familiar no
remunerado. La ecuación del modelo es la siguiente:
Pr
, ,
, ,
C j P e
e
i k E
j J
i ij
X
J
Jx
j i
j i
=
( )
= =
∀ = …
∀ = …
( )
=
β
−β
Σ
−
0
1
1
0 1
Donde j corresponde a la categoría de ocupación, evaluada para los k individuos
que participan en el mercado laboral y se encuentran ocupados (conjunto E).
La intensidad de la oferta (horas semanales de trabajo remunerado) y los sala-
rios percibidos se estiman mediante modelos log-lineales, corrigiendo por sesgo
de selección a partir de la estimación bietápica propuesta por Heckman (1979).
In
In
L x e g i k E
W x
ig iig
T
ig g
ig iig
T
i
= =
{ }
∀ = …
=
Σ β +
Σ β
, , , , ,12 1
gg g
e g i k E+, , , , , =
{ }
∀ = …1 2 1
Para la corrección de sesgo se plantea un modelo de dos ecuaciones:
'
1 1 1
'
2 2
i i i
i i i
=
=
Sin embargo, se observan yi, di, xi, zi
d y
i i
=
( )
1 0
2
∗>
y X u y
i i i i
=1 1 2 0
' β+ >
∗
si
¿Frenos al empoderamiento económico?
318
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El procedimiento de Heckman propone corregir el sesgo de selección mediante
una estimación de ecuaciones salariales en dos etapas:
Etapa 1: estimar mediante un modelo probit de di (ser activo) sobre zi (res-
tricciones de exclusión).
X =
=
'
'2i i i
y z u
=
d y
i i
=
( )
1 0
2
∗>
A partir de la estimación se calcula el ratio de Mills:
X =
=
'
X =
=
'
X =
=
'
( )
( )
( )
'
'
'
ˆ
ˆˆ1ˆ
i
i i
i
z
zz
= =
Etapa 2: estimar y usando únicamente las observaciones para las cuales
di = 1 por medio de una regresión MCO de yi sobre xi y ˆ
i
y X
i i i i
=1 12
'ˆ
β+ σ λ +ν
A su vez, se realizan descomposiciones de las brechas de género para la par-
ticipación y la ocupación siguiendo el método de Yun (2004), que extiende
la descomposición de Oaxaca (1973) y Blinder (1973) a funciones no lineales
(para variables dependientes dicotómicas), y se utiliza la descomposición ori-
ginal de Oaxaca y Blinder para las brechas salariales y de horas semanales de
trabajo. La metodología permite descomponer la brecha entre, por ejemplo, la
participación femenina y masculina en el efecto características —asociado a
las variables explicativas— y en un efecto parámetro o efecto coeficiente. Este
último efecto podría resultar de actitudes de las mujeres hacia el trabajo remu-
nerado condicionadas por el patrón de género vigente, así como por variables
inobservables para el investigador que derivan del funcionamiento del mer-
cado y de factores de demanda. Además, Y propone una forma de ponderar la
contribución que tiene cada variable en ambos efectos. Tomando como ejem-
plo la decisión de participación y distinguiendo variables asociadas a restric-
ciones impuestas (X) de las intrínsecas (Z), se tiene:
Alma Espino y María Sauval 319
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Esperanza condicional de la función de participación masculina (m) y feme-
nina (f):
P p X Z
P p X Z
i
m m
i
m m
i
m
i
f f
i
f f
i
f
( )
=
( )
=
β + γ
β + γ
Diferencia entre mujeres y hombres:
P p P p X Z X Z
i
f
i
m f
i
f f
i
f m
i
m m
i
m
( ) ( )
=
− β +γ − β + γ
Reescribiendo:
P p P p
i
f
i
m
( ) ( )
=
( )
( )
( )
β− + β − β + γ− + γ−γ
f
i
f
i
m f m
i
m f
i
f
i
m f
X X X Z Z mm
i
m
Z
( )
El primer término representa las diferencias en participación explicadas por las
características que se asocian a variables impuestas incluidas en el modelo,
mientras que el tercer término representa las diferencias en participación
explicadas por las características que se asocian a las variables intrínsecas
incluidas en el modelo. Por su parte, el segundo y el cuarto término represen-
tan la parte no explicada por características, asociadas a coeficientes, siendo
el segundo término asociado a variables impuestas y el cuarto término a las
intrínsecas. Por ejemplo, en el caso de una variable impuesta como el nivel
educativo, las diferencias atribuibles a una mayor educación en el caso de los
varones se van a derivar del primer término, mientras que las diferencias que
generan una distinta participación incluso cuando varones y mujeres tienen
un mismo nivel educativo se verán en el segundo término, representando un
factor no explicado o de discriminación.
V. Resultados del análisis econométrico
A continuación se presentan los resultados de las estimaciones de la probabi-
lidad de participar en el mercado laboral, de estar ocupado, de insertarse en
ciertas categorías de ocupación, de las horas ofrecidas en el mercado laboral
(intensidad) y de obtener cierto salario. Los resultados que se presentan deben
¿Frenos al empoderamiento económico?
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interpretarse como asociaciones que son informativas, pero que no tienen la
capacidad de ofrecer una estimación de impacto causal.
A. La probabilidad de participar en el mercado laboral
La aplicación del modelo de probabilidad de participar en el mercado laboral
—medida por la tasa de actividad para hombres y mujeres— arroja resultados
compatibles con los supuestos generales de los modelos de oferta individual
(cuadro A1.3).
Tomando, en primer lugar, las variables que se aproximan a dar cuenta de
restricciones intrínsecas, se observa que el hecho de estar casadas o unidas
brinda un signo negativo a la probabilidad de que las mujeres sean económi-
camente activas respecto a quienes son viudas o divorciadas y, por el contrario,
este efecto es positivo para los hombres. Del mismo modo, mientras que tener
hijos pequeños de hasta 5 años presenta un signo negativo para las mujeres,
los hombres con hijos en esta edad tienen mayor probabilidad de participar.
Respecto al tipo de hogar, en los hogares monoparentales la probabilidad de
participar de las mujeres es mayor que en el resto. Estos hallazgos resultan
coincidentes, por una parte, con las restricciones que supone para las muje-
res la división sexual del trabajo tradicional y, por otra, la posibilidad de ser
la única perceptora, que por lo general supone el hecho de pertenecer a un
hogar monoparental. Además, asistir a un centro de enseñanza formal presenta
un efecto negativo para hombres y mujeres, pero especialmente para ellas.
Por el lado de las restricciones impuestas, la contracara de la incidencia de
la presencia de hijos pequeños en la decisión de participar está dada por lo
obtenido con la variable que refiere al acceso a cuidado infantil, con signo
positivo. La falta de acceso a servicios de cuidado para personas dependien-
tes puede representar una restricción impuesta a las posibilidades laborales
de las mujeres. Ello puede obedecer a la ausencia de políticas públicas que
brinden ese servicio, o bien a problemas de baja calidad o a los altos precios
de los servicios del sector privado. Por otro lado, se estima que un mayor nivel
educativo, así como pertenecer a un quintil superior de ingresos, se asocia
positivamente con la probabilidad de participar con mayor magnitud para las
mujeres. Esto supone que el mercado laboral puede retroalimentar desigual-
dades sociales preexistentes.
Alma Espino y María Sauval 321
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Tomando el tercer grupo de variables —de situación—, el hecho de residir en
el medio urbano y en el área metropolitana presenta un efecto marginal de
signo positivo para la participación laboral de las mujeres, mientras que los
hombres tienen menos probabilidad de participar en zonas urbanas respecto
a las rurales. También incide con más magnitud en las mujeres el hecho de
definirse como indígenas. Además, la edad presenta un efecto marginal posi-
tivo, y es negativo para la edad al cuadrado.
El análisis realizado para parejas casadas o unidas presenta resultados simila-
res. Respecto a las variables que adiciona este modelo, se obtiene que a mayor
salario de sus parejas disminuya la probabilidad de las mujeres de ser activas,
tanto como de ocuparse en un empleo formal. El efecto marginal de estas
variables sobre los hombres es prácticamente insignificante.
La descomposición de la brecha de participación laboral confirma que las dife-
rencias en participación entre hombres y mujeres responderían básicamente
al efecto de los coeficientes —cerca de un 97%—, los cuales darían cuenta
de factores inobservables, provenientes de valores o creencias, es decir, de la
valoración acerca de trabajar en forma remunerada como hacen las mujeres,
las familias, la comunidad y los mercados, y que determinan la mayor parti-
cipación masculina en la fuerza de trabajo8. Estos resultados son compatibles
con los obtenidos en los modelos de probabilidad que señalaban las posibles
restricciones que operan sobre las mujeres para participar en la fuerza de tra-
bajo (cuadro 1 y cuadro A1.3). El alto porcentaje no explicado da lugar a la rea-
lización de políticas públicas que apunten a cambios culturales y sociales que
tiendan a eliminar la división sexual del trabajo, así como a valorizar el aporte
del empleo remunerado femenino en el funcionamiento de las economías.
1. La probabilidad de trabajar en forma remunerada
Los resultados de estimar la probabilidad de obtener un trabajo remunerado en
cualquier categoría de ocupación para los individuos activos muestran que, para
ambos sexos, la asistencia a un centro educativo influye negativamente, dando
8 En este contexto, Contreras y Plaza (2004) concluían que a pesar de que las variables de capital humano
tienen un efecto positivo y significativo en la participación, los factores culturales y las conductas
machistas y conservadoras pueden casi contrarrestar este efecto.
¿Frenos al empoderamiento económico?
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Cuadro 1. Descomposición de la brecha de participación laboral. Toda la población
(18-65 años)
Coeficiente Desvío estándar Porcentaje
Características 0,00935*** (7,86e-05) 3,1%
Coeficientes 0,287*** (0,000248) 96,7%
Brecha total 0,297*** (0,000230) 100%
Observaciones 125.405
Errores estándar entre paréntesis. *** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1.
Fuente: elaboración propia.
cuenta de los mayores requisitos que presentan quienes aún están estudiando
o, del lado de la demanda, la menor preferencia por contratar estudiantes.
Siguiendo con el análisis de las restricciones intrínsecas, y contrariamente a
lo que se obtiene respecto a la probabilidad de participar, la variable relacio-
nada a los niños pequeños presenta un efecto marginal positivo. Esto, si bien
deja la ventana abierta para profundizar en nuevas investigaciones, podría
entenderse en el sentido de que una vez que se toma la decisión de parti-
cipar, se encuentran los arreglos necesarios para resolver el cuidado infantil
(cuadro A1.4). Del lado de las restricciones impuestas, nuevamente se advierte
la importancia de la educación para las mujeres —que resulta un importante
factor de empleo—, y el nivel de educación terciaria completa está asociado
positiva y significativamente a la probabilidad de emplearse.
Las estimaciones para el modelo de parejas muestran que la variable que da
cuenta de la presencia de niños de 0 a 5 años en el hogar tiene un efecto simi-
lar que para el total. Respecto a las variables asociadas a la pareja, su efecto
marginal es de escasa magnitud, pero revela que tanto el bajo nivel educativo
de los maridos como el hecho de que tengan un empleo formal, se asocia a
una menor probabilidad de las mujeres de estar empleadas, contrariamente
a lo que ocurre en el caso de los hombres.
La descomposición de la brecha de empleo nuevamente confirma la preemi-
nencia de factores inobservables provenientes de la demanda y posiblemente
asociados a restricciones impuestas del lado de la demanda de trabajo, que
dificulta la inserción laboral femenina y obstaculiza la participación de las
mujeres en los procesos de crecimiento económico y en mejorar la dinámica
de distribución dentro de los hogares (cuadro 2). Sin embargo, se observa que
Alma Espino y María Sauval 323
DESARRO. SOC. NO. 77, BOGOTÁ, SEGUNDO SEMESTRE DE 2016, PP. 305-360, ISSN 0120-3584, E-ISSN 1900-7760, DOI: 10.13043/DYS.77.8
Cuadro 2. Descomposición de la brecha de empleo. Toda la población (18-65 años)
Toda la población
Coeficiente Desvío estándar Porcentaje
Características 0,00685*** (6,39e-05) 22,1%
Coeficientes 0,0241*** (0,000217) 77,7%
Brecha total 0,0310*** (0,000200) 100%
Observaciones 81.802
Errores estándar entre paréntesis. *** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1.
Fuente: elaboración propia.
hay un mayor porcentaje de la brecha explicada por las características en esta
segunda etapa respecto a la obtenida en la probabilidad de participar, pasando
de un 3% a un 22%. Esto da mayor margen para crear políticas que apunten
a fomentar la capacitación, mientras que sigue siendo una proporción impor-
tante el peso de los factores de discriminación.
En resumen, nuevamente se advierte la importancia de la educación para la
efectiva ocupación de las mujeres, y en el modelo de parejas se puede suponer
la influencia de un modelo tradicional en la división del trabajo en los hoga-
res. Los resultados son compatibles con las hipótesis que guían este trabajo,
en la medida en que los mercados de trabajo no son arenas impersonales para
la compra y la venta de mano de obra sino que están estratificados por las rela-
ciones de poder (clase, género, raza, etnia). Los niveles más bajos de la tasa de
empleo de las mujeres en relación con los hombres reflejan la intersección de
las limitaciones intrínsecas de género —las reglas, las normas, los roles y las
responsabilidades familiares— con las restricciones impuestas incorporadas
en las instituciones (Estados, mercados, otras en la sociedad) supuestamente
neutrales con respecto al género y a las actitudes y comportamientos de los
diferentes actores institucionales (Kabeer, 2012).
2. Probabilidad de insertarse en diferentes categorías de ocupación
Si bien no es posible establecer generalizaciones sobre los factores que deter-
minan el ingreso de las mujeres al mercado laboral, tampoco lo es respecto
al tipo de puesto o categoría ocupacional en que se ubican. Ello refleja dife-
rentes grados de elección y restricciones que dependen no solamente de sus
características individuales y de sus hogares, sino también de los patrones de
género vigentes, de la cantidad de puestos disponibles y su calidad.
¿Frenos al empoderamiento económico?
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DESARRO. SOC. NO. 77, BOGOTÁ, SEGUNDO SEMESTRE DE 2016, PP. 305-360, ISSN 0120-3584, E-ISSN 1900-7760, DOI: 10.13043/DYS.77.8
Los resultados de las estimaciones confirmarían la hipótesis acerca de las res-
tricciones de carácter intrínseco que enfrentan las mujeres para insertarse en
un empleo asalariado y con cobertura de la seguridad social. En efecto, las
variables que se asocian en forma negativa con la probabilidad de insertarse
como asalariadas (formales e informales9) se relacionan con la situación con-
yugal —casada o unida—, mientras que los efectos marginales de tener hijos
pequeños y vivir en hogares monoparentales presentan un signo negativo en
la probabilidad de un empleo formal (cuadro A1.5). En cambio, estas dos últi-
mas variables presentan un efecto de signo contrario respecto a insertarse en
un puesto de trabajo como asalariada informal, patrona y por cuenta propia.
El hecho de no contar con servicios de cuidado infantil está negativamente
asociado a la categoría de asalariadas informales. Debe señalarse que existe
una baja proporción entre los niños y las niñas no asistentes por no tener
acceso a un establecimiento cercano o porque no hay matrícula. Un 10% de
los que no asisten en el primer quintil, no lo hacen por problemas de acceso y
este es a su vez el quintil con mayor cantidad de niños. Por tanto, si bien los
servicios de cuidados serían accesibles, entre las razones para no hacer uso de
ellos se encuentran las valoraciones personales de los individuos y los hoga-
res, aun cuando supongan una limitación en la participación laboral femenina.
A mayor nivel educativo, es más probable insertarse en un empleo asalariado
formal, y se observa lo contrario en el caso de las categorías cuentapropista y
asalariados informales; entre los patrones se presenta un efecto casi insigni-
ficante. Por su parte, el quintil de mayores ingresos presenta un efecto mar-
ginal de signo negativo sobre la probabilidad de ubicarse en la categoría de
asalariada informal. Esto justificaría la idea de la entrada en esta categoría
impuesta de alguna forma por las condiciones económicas de los hogares más
que algún tipo de opción, en la medida en que las trabajadoras y trabajadores
estarían expuestos a los mismos riesgos que los autoempleados, sin la com-
pensación de una mayor flexibilidad o independencia; tendrían el mismo tipo
de obligaciones en términos de horarios y duración de las jornadas laborales
que las personas asalariadas formales. Esta situación podría estar relacionada
con la demanda, es decir, con las decisiones de la empresa y la falta de oportu-
nidades de empleo cuando los niveles de desocupación son elevados. Además,
9 La clasificación de asalariado/a informal está relacionada en este análisis con la falta de cobertura de
la seguridad social.
Alma Espino y María Sauval 325
DESARRO. SOC. NO. 77, BOGOTÁ, SEGUNDO SEMESTRE DE 2016, PP. 305-360, ISSN 0120-3584, E-ISSN 1900-7760, DOI: 10.13043/DYS.77.8
se confirma la fuerte relación entre el nivel socioeconómico de los individuos
y la categoría de ocupación que consiguen.
El análisis conjunto del efecto de la situación socioeconómica con estar
casada o unida y el de la variable de cuidado infantil, parecería confirmar que
la inserción en esta categoría no responde a una “elección” en el sentido que
se plantea desde la teoría. Cuando se estima el modelo para parejas (cuadro
A1.6), la ubicación del cónyuge o compañero como asalariado formal favorece
la inserción formal de mujeres, mientras que el efecto del ingreso laboral de
la pareja está negativamente asociado a la probabilidad de ser formal. Esto
último podría responder a que a mayor salario del marido, frente a las dificul-
tades para conciliar las tareas en el hogar y las exigencias de un empleo for-
mal, las mujeres optarían por desempeñarse en otras categorías de ocupación.
Los resultados encontrados, en términos de los signos de los efectos margina-
les y de la relevancia estadística de las variables, presentan diferencias entre
hombres y mujeres y entre categorías de ocupación. Ello confirmaría que las
decisiones y oportunidades de participación y ocupación responden a compor-
tamientos y lógicas distintas entre hombres y mujeres. Respecto a la calidad
del empleo, las restricciones intrínsecas e impuestas inciden negativamente
en la probabilidad de que las mujeres se inserten en un empleo formal, lo cual,
de acuerdo con el marco de análisis que guía este trabajo, no favorecería los
procesos de empoderamiento económico.
3. Probabilidad de aumentar las horas de trabajo remunerado
La mayoría de los estudios de oferta de trabajo en el ámbito internacional
muestran una relación positiva entre las decisiones de participación en el mar-
gen intensivo (aumento en las horas trabajadas) y los salarios propios. Dada
la división sexual del trabajo, la magnitud de las elasticidades estimadas en
diversos estudios pone de relieve significativas diferencias por sexo en esa
relación. Esto es, la oferta laboral femenina es considerablemente más sensi-
ble a los aumentos de salarios que la masculina. Si bien en este trabajo no se
estiman elasticidades, los resultados de estimar la probabilidad de aumentar
la cantidad de horas trabajadas por hombres y mujeres10 indican que esta se
encuentra asociada positivamente al ingreso laboral personal de las mujeres
10 Se trabaja solamente con horas positivas.
¿Frenos al empoderamiento económico?
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y en mayor magnitud para las que están en pareja. Estar casado o unido dis-
minuye la probabilidad de aumentar las horas de trabajo. La variable de ingre-
sos laborales y la categoría de trabajador/a formal de la pareja presentan
un efecto marginal negativo sobre la probabilidad de aumentar las horas de
trabajo remunerado (cuadro A1.7, cuadro A1.8, cuadro A1.9, cuadro A1.10). Si
se controla por el quintil de ingresos de los hogares, se obtiene que a mayor
quintil aumentaría la probabilidad de trabajar más horas, mientras que tener
hijos pequeños la disminuiría.
La cantidad de horas trabajadas en forma remunerada es un factor de impor-
tancia en el monto de los ingresos laborales. Las restricciones intrínsecas que
enfrentan las mujeres parecerían contribuir a explicar las diferencias en la
intensidad del trabajo entre hombres y mujeres y, por consiguiente, los menores
ingresos y la mayor vulnerabilidad económica tienen una incidencia negativa
en la posibilidad de emprender procesos de empoderamiento.
4. Estimación de ingresos laborales
La categoría de ocupación, además de estar relacionada con el acceso a dere-
chos y prestaciones laborales, está vinculada con el monto de los ingresos labo-
rales obtenidos. Los mayores ingresos por hora se observan entre los patrones.
La cantidad de horas trabajadas en promedio —siempre menor para las mujeres
que para los hombres— es superior para los patrones, seguido por asalariados
formales, cuentapropistas e informales. Esto da lugar a que tanto en la cate-
goría de patrones como de asalariados formales, los ingresos mensuales sean
superiores al resto (cuadros A1.11, A1.12, A1.13, A1.14).
Al analizar la descomposición de la brecha de ingresos laborales, el compo-
nente explicado (características) con excepción de la categoría de patrones,
presenta un signo negativo, indicando que de acuerdo con las características
individuales incorporadas en la regresión —personales, del hogar y del puesto
de trabajo—, las mujeres deberían percibir un ingreso laboral mayor a los hom-
bres (cuadros 3 y 4). El componente no explicado, que da cuenta de la respuesta
del mercado laboral en términos de remuneraciones a las características de las
mujeres, tiende a aumentar la brecha. Ello se asocia nuevamente a factores
inobservables, entre los cuales podrían estar diferentes formas de discrimina-
ción laboral y de segregación ocupacional originada en los patrones de género
Alma Espino y María Sauval 327
DESARRO. SOC. NO. 77, BOGOTÁ, SEGUNDO SEMESTRE DE 2016, PP. 305-360, ISSN 0120-3584, E-ISSN 1900-7760, DOI: 10.13043/DYS.77.8
predominantes en el mercado laboral, es decir, restricciones intrínsecas relacio-
nadas a los valores culturales y las normas que rigen en la sociedad, así como
restricciones impuestas que produce y reproduce el mercado. La ubicación en
una u otra rama de actividad suele estar influenciada por aspectos culturales
fuertemente arraigados en la sociedad que alimentan la segregación laboral
de género. Los empleos fundamentalmente “femeninos” suelen asociarse a
ramas de actividad más desprotegidas y con menores salarios.
En el caso de la categoría de patrones, los factores que explican la brecha
obedecen tanto a las características individuales como a la respuesta del
mercado laboral.
Cuadro 3. Descomposición de la brecha de ingresos laborales para asalariados formales
e informales, con corrección por sesgo de selección de Heckman. Toda la
población (18-65 años)
Asalariados formales Asalariados informales
(1) (2) (3) (1) (2) (3)
Variables Diferencial Explicado No explicado Diferencial Explicado No explicado
Edad 0,00976*** 0,0800*** -0,0109*** 0,00897*
(0,000146) (0,00202) (0,000239) (0,00523)
Escolaridad -0,101*** -0,00219 -0,0213*** 0,0460***
(0,000409) (0,00241) (0,000564) (0,00526)
Tiempo
completo
-0,00122*** 0,0296*** -0,0422*** 0,0364***
(0,000104) (0,00229) (0,000643) (0,00238)
(9,73e-06) (1,99e-05) (5,47e-05) (7,16e-06)
Total -0,0753*** 0,167*** -0,504*** 0,607***
(0,000683) (0,000792) (0,00411) (0,00448)
Predicción_1 8,890*** 8,547***
(0,000461) (0,00129)
Predicción_2 8,798*** 8,443***
(0,000582) (0,00135)
Diferencia 0,0917*** 0,104***
(0,000742) (0,00187)
Constante 0,0797*** 0,0668***
(0,00451) (0,00944)
Observaciones 45.189 45.189 45.189 9.657 9.657 9.657
Errores estándar entre paréntesis *** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1.
Fuente: elaboración propia.
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Cuadro 4. Descomposición de la brecha de ingresos para cuentapropistas y patrones/as.
Corrección de sesgo de selección de Heckman. Toda la población (18-65
años)
Patrones Cuenta propia
(1) (2) (3) (1) (2) (3)
Variables Diferencial Explicado No explicado Diferencial Explicado No explicado
Edad 0,0380*** -0,414*** 0,00641*** 0,100***
(0,00134) (0,0246) (0,000168) (0,00742)
Escolaridad 0,00498 0,540*** -0,0412*** -0,100***
(0,00340) (0,0245) (0,000493) (0,00591)
Total 0,0415*** 0,132*** -0,0430*** 0,236***
(0,00420) (0,00634) (0,00118) (0,00215)
Predicción_1 10,29*** 9,161***
(0,00384) (0,00115)
Predicción_2 10,12*** 8,968***
(0,00572) (0,00163)
Diferencia 0,174*** 0,193***
(0,00689) (0,00200)
Constante -0,302*** -0,0168
(0,0462) (0,0128)
Observaciones 1.223 1.223 1.223 13.073 13.073 13.073
Errores estándar entre paréntesis *** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1.
Fuente: elaboración propia.
Conclusiones
Las mujeres en Chile acceden progresivamente a mayores niveles educativos
y a ingresos laborales propios. Pese a los cambios culturales verificados en la
sociedad y al aumento en los derechos de las mujeres, el análisis confirma
que la división sexual del trabajo asociada a restricciones intrínsecas —según
el marco de análisis que guía este estudio— contribuye a mantener diversas
brechas en el mercado laboral. Ello se aprecia particularmente en los resul-
tados de los modelos estimados para las parejas que reflejan la incidencia de
los patrones de género predominantes en los hogares con respecto al trabajo
remunerado y no remunerado. Según el Informe de Desarrollo Humano del 2010,
casi la mitad de los chilenos declaran tener visiones equitativas de género en
las tareas domésticas y de cuidado. Sin embargo, incluso en estos grupos, las
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tareas recaen efectivamente en las mujeres. Más precisamente, casi la mitad
de los hombres con representaciones culturales de índole igualitaria no rea-
liza ninguna tarea doméstica (PNUD-OIT, 2013).
El estudio contribuye a identificar para una realidad concreta cómo se expre-
san las restricciones enfrentadas por las mujeres, tanto en lo que hace al pro-
ceso de ubicación en un puesto de trabajo como a los resultados obtenidos.
En el contexto de Chile, la educación no aparece como un factor limitante
de las posibilidades de inserción laboral; por el contrario, la evidencia sugiere
su efecto positivo en el empleo y las remuneraciones. Por su parte, el estudio
confirma la prevalencia de restricciones intrínsecas en todas las etapas ana-
lizadas para la inserción de las mujeres en el mercado laboral. Esto ratifica la
influencia negativa de los factores relacionados con el hecho de vivir en pareja,
tener hijos menores y la carga del trabajo no remunerado en las decisiones y
probabilidades de las mujeres para integrarse al mercado laboral, tener una
ocupación e ingresos propios.
No obstante, estas no son las únicas restricciones que determinan los nive-
les más bajos de la tasa de actividad femenina con relación a la masculina,
su participación en empleos informales y las brechas salariales de género. Los
resultados reflejan asimismo la intersección de las limitaciones intrínsecas de
género con las restricciones impuestas, incorporadas en las reglas y normas
de las instituciones como los Estados, los mercados, así como las actitudes y
comportamiento de los diferentes actores institucionales. Todo esto da cuenta
de las situaciones de desventaja que enfrentan las mujeres para emprender
procesos de empoderamiento económico, visualizadas en la alta proporción
que no accede a un empleo remunerado, las menores remuneraciones que
reciben en promedio con relación a las registradas para los hombres y su par-
ticipación en empleos de mala calidad.
Al analizar cada una de las etapas que se relacionan con los resultados econó-
micos y el bienestar de los trabajadores y las trabajadoras, es posible extraer
insumos específicos para la elaboración y formulación de políticas públicas
orientadas a mejorar la inserción laboral femenina, su aporte al crecimiento
y su participación en los beneficios que de este se derivan.
Las bajas tasas de actividad y de empleo parecen obedecer a aspectos rela-
cionados con la oferta, como la división sexual del trabajo y las valoraciones
¿Frenos al empoderamiento económico?
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personales y familiares respecto a la conducta laboral de las mujeres. En este
sentido, las políticas públicas tienen una gama amplia de acciones para enca-
rar, que van desde la sensibilización e información de los individuos y la fami-
lia y los actores del mercado laboral, hasta la facilitación de las “obligaciones”
prácticas domésticas y de cuidados en los hogares mediante la adecuación de
la oferta de servicios y la normativa laboral. En particular, se considera necesa-
rio revisar la legislación sobre salas cuna en las empresas con el fin de igualar
las condiciones de trabajadores y propiciar el cuidado de los hijos como res-
ponsabilidad de ambos padres. En el artículo 203 del Código del Trabajo sobre
salas cuna, se establece la obligación para la empresa de poner una sala cuna
cuando hay 20 mujeres contratadas, por lo cual suelen contratarse 19. Sola-
mente cambiando la palabra “trabajadoras” por “trabajadores” podría superarse
esta situación. Asimismo, se requiere eliminar el artículo 349 del Código de
Comercio, que solicita el permiso del esposo para ejercer actividades comercia-
les como la constitución de una sociedad comercial a la mujer casada que no
esté totalmente separada de bienes (Arriagada, 2015). Respecto a las brechas
salariales de género, el progreso en la revisión de la Ley 20.348, sobre igual-
dad de remuneraciones entre hombres y mujeres, debería servir para reducir-
las en el sector privado (Arriagada, 2015).
Las políticas tendientes a diversificar los tipos de ocupación en los que se
insertan las mujeres (disminuir la segregación ocupacional), influyendo tanto
en la oferta como en la demanda, pueden contribuir a modificar en alguna
medida las respuestas del mercado y su impacto y, por tanto, la reproducción
de las desigualdades de género. La creación de nuevas expectativas de empleo
e ingreso para las mujeres podría combatir la internalización de pautas labo-
rales que las excluyen o generan su autoexclusión del mercado de trabajo.
En lo que hace a los empleos asalariados informales, los resultados del aná-
lisis sugieren que la inserción en ellos surge de la necesidad de encontrar un
empleo remunerado ante la escasez de oportunidades laborales. En el empleo
público es donde se concentra una parte importante de la fuerza de trabajo
femenina, por tanto, regularizar contratos, reducir las subcontrataciones y
garantizar los derechos laborales, sería un paso para “ampliar la participación
laboral de las mujeres, en condiciones de trabajo decente, es decir, en empleos
de calidad, con seguridad social, derechos laborales y mejor representación
sindical”. Además, podría convertirse en un modelo que se le puede exigir al
sector privado. En la misma dirección, sería un avance la regularización de la
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DESARRO. SOC. NO. 77, BOGOTÁ, SEGUNDO SEMESTRE DE 2016, PP. 305-360, ISSN 0120-3584, E-ISSN 1900-7760, DOI: 10.13043/DYS.77.8
precariedad y los horarios de las trabajadoras de casa particular. Para ello, se
requiere cumplir efectivamente la nueva normativa (Arriagada, 2015).
Los empleos por cuenta propia parecerían beneficiar las posibilidades de obte-
ner ingresos para las mujeres, pero las remuneraciones son las más bajas y no
cuentan con protección de la seguridad social. En ese sentido, es necesario
ampliar los mecanismos por los cuales las trabajadoras que no están en rela-
ción de dependencia puedan acceder a derechos de salud y seguridad social.
La profundización del estudio a partir de técnicas cualitativas podrá agregar
información de interés, en especial, sobre modelos de negociación de las pare-
jas por tramos edad, nivel de ingreso, escolaridad y zona de residencia, por
ejemplo. Asimismo, permitirá indagar en los factores culturales específicos que
inciden en estos resultados, en las asociaciones entre distribución de ingresos
dentro de una familia, poderes de negociación y comportamientos laborales
y los factores que determinan la menor actividad de las mujeres asociadas a
mayor salario de sus parejas.
Agradecimientos
Esta investigación fue realizada en el marco del proyecto “Promoviendo el
empoderamiento económico a través de mejores políticas”, apoyado y finan-
ciado por el Centro Internacional de Investigaciones para el Desarrollo (IDRC)
de Canadá y coordinado por el Centro Interdisciplinario de Estudios sobre el
Desarrollo-Uruguay (Ciedur) y el Centro de Estudios Distributivos Laborales y
Sociales (Cedlas) de la Universidad de La Plata, Argentina. A su vez, las auto-
ras agradecen a Soledad Salvador, coordinadora técnica de dicho proyecto,
así como al Comité Editorial de la revista Desarrollo y Sociedad, y a los pares
evaluadores, por los valiosos aportes realizados.
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empoderamiento económico de las mujeres a través de mejores políticas”.
Centro Interdisciplinario de Estudios Desarrollo Uruguay (Ciedur) -
Centro de Estudios Distributivos Laborales y Sociales (Cedlas).
¿Frenos al empoderamiento económico?
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DESARRO. SOC. NO. 77, BOGOTÁ, SEGUNDO SEMESTRE DE 2016, PP. 305-360, ISSN 0120-3584, E-ISSN 1900-7760, DOI: 10.13043/DYS.77.8
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Anexo
Cuadro A1.1. Variables utilizadas por etapa
Etapa 1 Etapa 2 Etapa 3 Etapa 4.1
(horas)
Etapa 4.2.
(ingresos)
Toda
la
población
Modelo
de
parejas
Toda
la
población
Modelo
de parejas
Toda
la
población
Modelo de
parejas
Toda
la
población
Modelo
de
parejas
Toda
la
población
Características personales
Edad x x X x X X x x x
Edad al cuadrado x x X x X X x x
Asistencia a algún
establecimiento
de enseñanza
x x X x X X x x x
Máximo nivel
educativo
alcanzado
x x X x X X x x
Ascendencia
étnica x x X x X X x x
Estado civil x X x x
Zona x x X x X X x x x
Región x x X x X X x x x
Características del hogar
Jefe de hogar x x X x X X x x
Tipo de hogar
monoparental x X x x
Presencia de
niños/as de 0 a 5
años en el hogar
x x X x X X x x x
Acceso a servicios
de cuidado
infantil
x x X X x x
Estrato
socioeconómico x x X x X X x x x
Ingresos del hogar
por transferencias
del Gobierno
x x X X x x
Otros ingresos
no laborales del
hogar
x x X X x x
(Continúa)
Alma Espino y María Sauval 337
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Cuadro A1.1. Variables utilizadas por etapa (continuación)
Etapa 1 Etapa 2 Etapa 3 Etapa 4.1
(horas)
Etapa 4.2.
(ingresos)
Toda
la
población
Modelo
de
parejas
Toda
la
población
Modelo
de parejas
Toda
la
población
Modelo de
parejas
Toda
la
población
Modelo de
parejas
Toda
la
población
Características del empleo
Rama de
actividad x x x
Trabajo de tiempo
completo x x x
Ingreso laboral
por hora x x
Características de la pareja
Ingreso laboral de
la pareja x x X x
Nivel educativo
de la pareja x x X x
Formalidad del
empleo de la
pareja
x x X x
Fuente: elaboración propia.
¿Frenos al empoderamiento económico?
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Cuadro A1.2. Descripción de las variables independientes utilizadas en el análisis
Variable Descripción
Características personales
Edad En años
Edad al cuadrado Años de edad al cuadrado
Asistencia a algún establecimiento de
enseñanza Binaria que vale 1 si el individuo asiste y 0 en otro caso.
Máximo nivel educativo alcanzado Conjunto de binarias que valen 1 según el nivel: hasta
primaria completa, secundaria incompleta, secundaria
completa, terciaria incompleta y terciaria completa.
Escolaridad En años
Ascendencia étnica Binaria que vale 1 si el individuo responde que pertenece o
tiene ascendencia de algún pueblo indígena.
Estado civil Binaria que vale 1 si el individuo está casado o unido.
Zona Binaria que vale 1 si el individuo vive en zona urbana y 0 si
vive en zona rural.
Región Binaria que vale 1 si el individuo vive en la Región
Metropolitana y 0 en otro caso.
Características del hogar
Jefe de hogar Binaria que vale 1 si el individuo es declarado jefe del hogar.
Tipo de hogar monoparental Binaria que vale 1 si el individuo vive en un hogar
monoparental.
Presencia de niños/as de 0 a 5 años en
el hogar
Binaria que vale 1 si hay al menos 1 niño/a de entre 0 y 5
años en el hogar.
Acceso a servicios de cuidado infantil Combinación de dos binarias: (1) hay niños/as menores de
5 años y asisten a servicios de cuidado, y (2) hay niños/as
menores de 5 años y no asisten a servicios de cuidado. El
efecto del cuidado se interpreta por la resta de estos efectos
marginales.
Estrato socioeconómico Conjunto de binarias que valen 1 según el quintil de ingresos
en el que se ubica al hogar: quintil 1, quintil 2, quintil 3,
quintil 4 y quintil 5.
Ingresos del hogar por transferencias del
gobierno
Logaritmo del valor de las transferencias recibidas desde el
Gobierno.
Otros ingresos no laborales del hogar Logaritmo de otros ingresos del hogar (rentas, jubilaciones,
intereses, etcétera.)
(Continúa)
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Cuadro A1.2. Descripc ión de las variables independi entes ut ilizadas en el análisis
(continuación)
Variable Descripción
Características del empleo
Rama de actividad Conjunto de binarias que valen 1 según la rama de actividad
a la que pertenece el empleo del individuo: (1) agricultura,
ganadería, caza y silvicultura, (2) pesca, (3) explotación de
minas y canteras, (4) industrias manufactureras,
(5) suministro de electricidad, gas y agua, (6) construcción,
(7) comercio por mayor y por menor,
(8) hoteles y restaurantes, (9) transporte, almacenamiento y
comunicaciones, (10) intermediación financiera,
(11) actividades inmobiliarias y empresariales,
(12) administración pública y defensa, (13) enseñanza,
(14) servicios sociales y de salud, (15) otras actividades de
servicios comunitarios, (16) hogares privados con servicio
doméstico, (17) organizaciones y órganos extraterritoriales,
(18) no bien especificado.
Trabajo de tiempo completo Binaria que vale 1 si el individuo trabaja de tiempo completo.
Ingreso laboral por hora Logaritmo del ingreso laboral de la ocupación principal por
hora.
Características de la pareja
Ingreso laboral de la pareja Logaritmo del ingreso laboral de la ocupación principal por
hora de la pareja.
Nivel educativo de la pareja Binaria que vale 1 si la pareja del individuo tiene hasta
primaria como máximo nivel educativo alcanzado.
Formalidad del empleo de la pareja Binaria que vale 1 si la pareja del individuo tiene un empleo
formal.
Fuente: elaboración propia.
¿Frenos al empoderamiento económico?
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Cuadro A1.3. Estimación de la probabilidad de participar en el mercado laboral. Efectos
marginales. Toda la población (18-65 años), mujeres y hombres en pareja
(18-65 años)
Toda la población Modelo de parejas
Hombres Mujeres Hombres Mujeres
Edad 0,0279*** 0,0589*** 0,00610*** 0,0386***
(6,35e-05) (0,000134) (7,50e-05) (0,000246)
Edad2 -0,000361*** -0,000768*** -9,44e-05*** -0,000539***
(7,66e-07) (1,61e-06) (7,97e-07) (2,88e-06)
Asiste a centro educativo -0,352*** -0,363*** -0,120*** -0,153***
(0,00149) (0,00101) (0,00290) (0,00290)
Educación secundaria incompleta 0,0466*** 0,0566*** 0,00767*** 0,0207***
(0,000301) (0,000770) (0,000224) (0,00114)
Educación secundaria completa 0,0525*** 0,141*** 0,00583*** 0,108***
(0,000315) (0,000646) (0,000227) (0,00101)
Educación terciaria incompleta 0,0479*** 0,170*** -0,000693 0,158***
(0,000402) (0,00116) (0,000430) (0,00204)
Educación terciaria completa 0,0589*** 0,313*** 0,0106*** 0,309***
(0,000337) (0,000674) (0,000261) (0,00112)
Indígena 0,00474*** 0,0316*** -0,00316*** 0,0250***
(0,000455) (0,000872) (0,000379) (0,00132)
Zona urbana -0,00247*** 0,0975*** 0,0114*** 0,123***
(0,000375) (0,000770) (0,000307) (0,00106)
Región metropolitana 0,0228*** 0,0602*** 0,0103*** 0,0582***
(0,000254) (0,000499) (0,000173) (0,000741)
Jefe/a de hogar 0,0585*** 0,137*** 0,0158*** 0,147***
(0,000355) (0,000624) (0,000295) (0,000924)
Casado/a o unido/a 0,0828*** -0,225***
(0,000385) (0,000575)
Algún/a niño/a de 0 a 5 en el hogar 0,0244*** -0,0487*** 0,00445*** -0,0823***
(0,000840) (0,00127) (0,000487) (0,00176)
Hay niños/as y asisten a centro de cuidado -0,00240** 0,088 0,00823*** 0,1
(0,00111) (0,00141) (0,000485) (0,00206)
Hay niños/as y no asisten a centro de cuidado 0,0131*** -0,0483 0,00573*** -0,067
(0,000920) (0,00134) (0,000492) (0,00185)
Hogar monoparental 0,00359*** 0,00750***
(0,000374) (0,000845)
Quintil 5 0,0736*** 0,216*** 0,0359*** 0,283***
(0,000255) (0,000641) (0,000181) (0,000978)
(Continúa)
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Cuadro A1.3. Estimación de la probabilidad de participar en el mercado laboral. Efectos
marginales. Toda la población (18-65 años), mujeres y hombres en pareja
(18-65 años) (continuación)
Toda la población Modelo de parejas
Hombres Mujeres Hombres Mujeres
Ingreso per cápita por transferencias al hogar
(en logaritmos)
-0,000682*** -0,000160** -0,000916*** -0,00138***
(3,25e-05) (6,32e-05) (2,20e-05) (9,61e-05)
Ingreso per cápita por rentas al hogar (en
logaritmos) -0,00676*** -0,0129*** -0,00409*** -0,0134***
(2,80e-05) (5,38e-05) (2,03e-05) (8,91e-05)
Ingreso laboral de la pareja (en logaritmos) -0,000309*** -0,00927***
(2,56e-05) (0,000131)
Educación primaria - pareja 0,00345*** 0,0249***
(0,000202) (0,000951)
Empleo formal de la pareja -0,00717*** -0,0615***
(0,000263) (0,000811)
Observaciones 5.091.578 5.704.050 2.475.226 2.475.226
Errores estándar entre paréntesis, *** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1.
Fuente: elaboración propia.
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Cuadro A1.4. Estimación de la probabilidad de estar ocupado. Efectos marginales. Toda
la población (18-65 años), mujeres y hombres en pareja (18-65 años)
Toda la población Modelo de parejas
Hombres Mujeres Hombres Mujeres
Edad 0,00759*** 0,0112*** 0,000731*** 0,00369***
(4,55e-05) (7,65e-05) (6,21e-05) (0,000129)
Edad2 -8,19e-05*** -0,000106*** -1,20e-05*** -2,51e-05***
(5,68e-07) (9,82e-07) (6,73e-07) (1,59e-06)
Asiste a centro educativo -0,0187*** 0,0247*** 0,00113* 0,0145***
(0,000650) (0,000484) (0,000652) (0,00108)
Educación secundaria incompleta -0,00448*** -0,0150*** 0,00343*** 0,0107***
(0,000312) (0,000535) (0,000235) (0,000513)
Educación secundaria completa 0,00202*** 0,0149*** 0,00659*** 0,00915***
(0,000262) (0,000406) (0,000221) (0,000463)
Educación terciaria incompleta -0,00687*** -0,0152*** -0,0289*** -0,00329***
(0,000554) (0,000785) (0,000797) (0,00102)
Educación terciaria completa -0,0201*** 0,0254*** -0,00879*** 0,0286***
(0,000466) (0,000443) (0,000393) (0,000524)
Indígena -0,00641*** -0,0189*** -0,00101 -0,00623***
(0,000340) (0,000538) (0,000669)
Zona urbana -0,0140*** -0,0212*** -0,00379*** -0,0141***
(0,000227) (0,000378) (0,000241) (0,000509)
Región metropolitana 0,0124*** 0,0242*** 0,00228*** 0,00374***
(0,000179) (0,000275) (0,000172) (0,000372)
Jefe/a de hogar 0,0355*** 0,0277*** 0,0142*** 0,0225***
(0,000242) (0,000303) (0,000280) (0,000392)
Algún/a niño/a de 0 a 5 en el hogar 0,0141*** 0,0130*** 0,00616*** 0,00968***
(0,000183) (0,000271) (0,000187) (0,000377)
Quintil 5 0,0466*** 0,0638*** 0,0353*** 0,0563***
(0,000197) (0,000305) (0,000183) (0,000422)
Ingreso laboral de la pareja
(en logaritmos)
-0,00124*** 0,00102***
(2,36e-05) (6,65e-05)
Educación primaria - pareja 0,00461*** -0,00116**
(0,000199) (0,000469)
Empleo formal de la pareja 0,00589*** -0,00351***
(0,000207) (0,000420)
Observaciones 4.192.585 3.004.018 2.316.404 1.186.057
Errores estándar entre paréntesis. *** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1.
Fuente: elaboración propia.
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Cuadro A1.5. Estimación de la probabilidad de insertarse en cada categoría de ocupación. Efectos marginales. Toda la población (18-65 años)
Hombres Mujeres
As. formal As. informal Patrón Cuenta propia Tr. No. Rem As. formal As. informal Patrón Cuenta propia
Edad -0,,00103*** -0,0110*** 0,00124*** 0,0113*** -0,000451*** 0,0123*** -0,0130*** -0,000344*** 0,00121***
(0,000135) (8,45e-05) (2,05e-05) (0,000114) (8,80e-06) (0,000186) (0,000137) (2,47e-05) (0,000141)
Edad2 -4,51e-05*** 0,000121*** -1,06e-05*** -7,05e-05*** 5,52e-06*** -0,000194*** 0,000150*** 5,75e-06*** 3,76e-05***
(1,58e-06) (1,02e-06) (2,24e-07) (1,30e-06) (1,05e-07) (2,25e-06) (1,67e-06) (2,85e-07) (1,65e-06)
Asiste a centro educativo -0,136*** 0,183*** -0,00140*** -0,0482*** 0,00246*** -0,111*** 0,137*** -0,00788*** -0,0203***
(0,00199) (0,00198) (0,000167) (0,00134) (0,000181) (0,00232) (0,00225) (8,90e-05) (0,00165)
Educación secundaria
incompleta
0,0424*** -0,0243*** -0,00221*** -0,0151*** -0,000793*** 0,00411*** -0,0326*** 0,00760*** 0,0212***
(0,000664) (0,000417) (0,000101) (0,000524) (4,02e-05) (0,00104) (0,000675) (0,000289) (0,000751)
Educación secundaria
completa
0,132*** -0,0636*** 3,00e-05 -0,0675*** -0,00115*** 0,152*** -0,0989*** 0,000668*** -0,0514***
(0,000580) (0,000383) (9,66e-05) (0,000459) (4,35e-05) (0,000792) (0,000583) (0,000149) (0,000559)
Educación terciaria
incompleta
0,162*** -0,0612*** 0,00348*** -0,103*** -0,000845*** 0,183*** -0,104*** 0,00310*** -0,0790***
(0,000807) (0,000520) (0,000185) (0,000593) (4,60e-05) (0,00116) (0,000756) (0,000288) (0,000838)
Educación terciaria
completa
0,240*** -0,0653*** -0,000484*** -0,173*** -0,00107*** 0,286*** -0,126*** 0,00308*** -0,159***
(0,000538) (0,000419) (9,50e-05) (0,000344) (3,70e-05) (0,000736) (0,000574) (0,000179) (0,000477)
Indígena 0,00481*** -0,0151*** -0,00218*** 0,0118*** 0,000569*** 0,000535 -0,0213*** -0,00203*** 0,0228***
(0,000866) (0,000530) (0,000119) (0,000732) (7,36e-05) (0,00116) (0,000821) (0,000153) (0,000910)
Zona urbana 0,0913*** -0,0417*** -0,00471*** -0,0437*** -0,00119*** 0,0546*** -0,0350*** -0,00227*** -0,0157***
(0,000764) (0,000538) (0,000138) (0,000624) (7,79e-05) (0,00115) (0,000886) (0,000176) (0,000846)
(Continúa)
¿Frenos al empoderamiento económico?
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Cuadro A1.5. Estimación de la probabilidad de insertarse en cada categoría de ocupación. Efectos marginales. Toda la población (18-65 años).
(continuación)
Hombres Mujeres
As. formal As. informal Patrón Cuenta propia Tr. No. Rem As. formal As. informal Patrón Cuenta propia
Región metropolitana -0,00716*** -0,00180*** -0,00121*** 0,00900*** 0,00116*** -0,000860 -0,00638*** -0,00416*** 0,0122***
(0,000503) (0,000345) (5,75e-05) (0,000412) (4,21e-05) (0,000639) (0,000497) (8,26e-05) (0,000470)
Jefe/a de hogar 0,0216*** -0,0148*** 0,00241*** -0,00750*** -0,00166*** -0,0532*** 0,00550*** 0,00340*** 0,0461***
(0,000613) (0,000435) (7,34e-05) (0,000483) (5,38e-05) (0,000793) (0,000612) (0,000104) (0,000599)
Casado/a o unido/a 0,0366*** -0,0371*** 0,00196*** -0,00140*** -0,000105** -0,0804*** -0,0114*** 0,00340*** 0,0845***
(0,000671) (0,000478) (7,84e-05) (0,000531) (4,50e-05) (0,000744) (0,000563) (9,95e-05) (0,000575)
Algún/a niño/a de 0 a 5 en
el hogar
-0,0422*** -0,00906*** 0,00670*** 0,0457*** -0,00110*** -0,0448*** 0,0233*** 0,00905*** 0,0145***
(0,00139) (0,000934) (0,000209) (0,00115) (0,000120) (0,00167) (0,00125) (0,000254) (0,00129)
Hay niños/as y asisten a
centro de cuidado
0,0424*** 0,00699*** -0,00178*** -0,0506*** 0,00297*** 0,0160*** -0,0180*** -0,00642*** 0,00563***
(0,00150) (0,00117) (0,000134) (0,000978) (0,000436) (0,00183) (0,00126) (9,62e-05) (0,00145)
Hay niños/as y no asisten
a centro de cuidado
0,0411*** -0,00485*** -0,00418*** -0,0326*** 0,000501** 0,0225*** -0,0444*** -0,00599*** 0,0229***
(0,00134) (0,000985) (0,000110) (0,000994) (0,000199) (0,00175) (0,00110) (0,000108) (0,00144)
Hogar monoparental 0,0247*** -0,00957*** -0,00302*** -0,0113*** -0,000865*** -0,0698*** 0,00772*** -0,00203*** 0,0644***
(0,000942) (0,000569) (0,000104) (0,000809) (3,83e-05) (0,00103) (0,000744) (0,000113) (0,000869)
Quintil 5 -0,0715*** -0,0551*** 0,0141*** 0,112*** 0,000977*** 0,0418*** -0,101*** 0,00937*** 0,0497***
(0,000746) (0,000410) (0,000182) (0,000668) (5,51e-05) (0,000881) (0,000596) (0,000184) (0,000713)
Ingreso per cápita por
transferencias al hogar
(en logaritmos)
-0,000120* 0,000240*** -0,000395*** 0,000344*** -6,84e-05*** -0,00303*** 0,00226*** -0,000740*** 0,00168***
(6,21e-05) (4,14e-05) (9,85e-06) (5,03e-05) (4,66e-06) (8,13e-05) (6,15e-05) (1,39e-05) (5,97e-05)
(Continúa)
Alma Espino y María Sauval 345
DESARRO. SOC. NO. 77, BOGOTÁ, SEGUNDO SEMESTRE DE 2016, PP. 305-360, ISSN 0120-3584, E-ISSN 1900-7760, DOI: 10.13043/DYS.77.8
Cuadro A1.5. Estimación de la probabilidad de insertarse en cada categoría de ocupación. Efectos marginales. Toda la población (18-65 años).
(continuación)
Hombres Mujeres
As. formal As. informal Patrón Cuenta propia Tr. No. Rem As. formal As. informal Patrón Cuenta propia
Ingreso per cápita por
rentas al hogar (en
logaritmos)
-0.00608*** 0,000220*** 0,00114*** 0,00463*** 8,80e-05*** -0,00542*** 0,00200*** 0,000737*** 0,00225***
(5.49e-05) (3.63e-05) (1.00e-05) (4.45e-05) (4.04e-06) (6.91e-05) (5.18e-05) (1.20e-05) (5.07e-05)
Observaciones 3.749.228 3.749.228 3.749.228 3.749.228 3.749.228 2.561.047 2.561.047 2.561.047 2.561.047
Errores estándar entre paréntesis. *** p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1.
Fuente: elaboración propia.
¿Frenos al empoderamiento económico?
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DESARRO. SOC. NO. 77, BOGOTÁ, SEGUNDO SEMESTRE DE 2016, PP. 305-360, ISSN 0120-3584, E-ISSN 1900-7760, DOI: 10.13043/DYS.77.8
Cuadro A1.6. Estimación de la probabilidad de insertarse en cada categoría de ocupación. Efectos marginales. Hombres y mujeres en pareja
(18-65 años)
Hombres Mujeres
As. formal As. informal Patrón Cuenta propia TNR As. formal As. informal Patrón Cuenta propia
Edad -0,00662*** -0,00850*** 0,00174*** 0,0134*** -2,98e-05*** -0,00295*** -0,00162*** 0,00455*** -0,000202
(0,000241) (0,000122) (4,73e-05) (0,000219) (4,49e-06) (0,000380) (0,000254) (8,99e-05) (0,000307)
Edad2 2,37e-05*** 8,80e-05*** -1,43e-05*** -9,78e-05*** 4,18e-07*** -2,06e-05*** 1,39e-05*** -4,81e-05*** 5,77e-05***
(2,65e-06) (1,38e-06) (4,98e-07) (2,38e-06) (4,80e-08) (4,46e-06) (2,99e-06) (1,01e-06) (3,54e-06)
Asiste a centro educativo 0,0890*** 0,0533*** -0,000230 -0,142*** -7,61e-05 0,0773*** 0,0810*** -0,0125*** -0,150***
(0,00316) (0,00284) (0,000451) (0,00170) (6,13e-05) (0,00479) (0,00459) (0,000216) (0,00200)
Educación secundaria
incompleta
0,0136*** -0,0199*** -0,00411*** 0,0104*** -8,90e-05*** 0,0226*** -0,0260*** 0,00468*** -0,000778
(0,000930) (0,000462) (0,000173) (0,000810) (1,22e-05) (0,00164) (0,000923) (0,000471) (0,00129)
Educación secundaria
completa
0,114*** -0,0406*** -0,000957*** -0,0726*** -0,000206*** 0,149*** -0,0582*** -0,00145*** -0,0850***
(0,000819) (0,000448) (0,000177) (0,000694) (1,35e-05) (0,00134) (0,000834) (0,000319) (0,00104)ç
Educación terciaria
incompleta
0,133*** -0,0220*** -0,000615** -0,110*** -0,000261*** 0,166*** -0,0659*** -0,00252*** -0,0939***
(0,00132) (0,000906) (0,000255) (0,000931) (1,33e-05) (0,00206) (0,00132) (0,000447) (0,00153)
Educación terciaria
completa
0,253*** -0,0406*** -0,00430*** -0,208*** -0,000510*** 0,310*** -0,0940*** 0,000879** -0,210***
(0,000761) (0,000557) (0,000148) (0,000523) (2,16e-05) (0,00128) (0,000895) (0,000343) (0,000920)
Indígena -0,0326*** -0,00449*** -0,000888*** 0,0383*** -0,000268*** -0,00683*** -0,0243*** -0,00667*** 0,0376***
(0,00128) (0,000650) (0,000253) (0,00115) (1,43e-05) (0,00193) (0,00109) (0,000304) (0,00166)
Zona urbana 0,0740*** -0,0280*** -0,00778*** -0,0383*** 9,73e-05*** 0,0581*** -0,0369*** -0,00335*** -0,0142***
(0,00101) (0,000594) (0,000247) (0,000865) (1,44e-05) (0,00178) (0,00121) (0,000375) (0,00142)
(Continúa)
Alma Espino y María Sauval 347
DESARRO. SOC. NO. 77, BOGOTÁ, SEGUNDO SEMESTRE DE 2016, PP. 305-360, ISSN 0120-3584, E-ISSN 1900-7760, DOI: 10.13043/DYS.77.8
Cuadro A1.6. Estimación de la probabilidad de insertarse en cada categoría de ocupación. Efectos marginales. Hombres y mujeres en pareja
(18-65 años) (continuación)
Hombres Mujeres
As. formal As. informal Patrón Cuenta propia TNR As. formal As. informal Patrón Cuenta propia
Región metropolitana -0,00373*** -0,00383*** -0,00277*** 0,0101*** 0,000186*** -0,00814*** 0,00225*** -0,00593*** 0,0119***
(0,000680) (0,000401) (0,000103) (0,000589) (1,38e-05) (0,00104) (0,000711) (0,000176) (0,000847)
Jefe/a de hogar 0,0348*** -0,0185*** 0,00139*** -0,0178*** 2,39e-05* -0,0107*** -0,00444*** 0,00372*** 0,0136***
(0,000902) (0,000554) (0,000135) (0,000775) (1,27e-05) (0,00124) (0,000807) (0,000241) (0,00102)
Algún/a niño/a de 0 a 5
en el hogar
-0,0448*** -0,00901*** 0,0115*** 0,0425*** -0,000223*** -0,0262*** -0,00118 0,0235*** 0,00659***
(0,00163) (0,000926) (0,000320) (0,00141) (3,17e-05) (0,00271) (0,00171) (0,000612) (0,00226)
Hay niños/as y asisten a
centro de cuidado
0,0461*** 0,00770*** -0,00281*** -0,0507*** -0,000313*** 0,0155*** -0,0198*** -0,0105*** 0,0115***
(0,00171) (0,00117) (0,000214) (0,00132) (1,82e-05) (0,00307) (0,00177) (0,000193) (0,00266)
Hay niños/as y no asisten
a centro de cuidado
0,0292*** 0,00298*** -0,00697*** -0,0254*** 0,000209*** 0,0119*** -0,0415*** -0,0119*** 0,0353***
(0,00161) (0,00101) (0,000181) (0,00133) (5,59e-05) (0,00294) (0,00154) (0,000212) (0,00260)
Quintil 5 -0,0831*** -0,0357*** 0,0199*** 0,0989*** -9,03e-05*** 0,0164*** -0,0940*** 0,00992*** 0,0703***
(0,00111) (0,000563) (0,000317) (0,000993) (1,08e-05) (0,00151) (0,000924) (0,000338) (0,00127)
Ingreso per cápita por
transferencias al hogar
(en logaritmos)
0,00135*** -0,000430*** -0,000526*** -0,000390*** -2,97e-06** -0,000845*** 0,00262*** -0,00104*** -0,000507***
(8,66e-05) (4,91e-05) (1,76e-05) (7,44e-05) (1,33e-06) (0,000140) (9,01e-05) (3,12e-05) (0,000113)
Ingreso per cápita por
rentas al hogar (en
logaritmos)
-0,0107*** -0,00165*** 0,00199*** 0,0103*** 6,15e-05*** -0,00280*** 0,000185** 0,00118*** 0,000551***
(8,03e-05) (4,79e-05) (1,69e-05) (6,69e-05) (2,65e-06) (0,000128) (8,36e-05) (2,74e-05) (0,000103)
(Continúa)
¿Frenos al empoderamiento económico?
348
DESARRO. SOC. NO. 77, BOGOTÁ, SEGUNDO SEMESTRE DE 2016, PP. 305-360, ISSN 0120-3584, E-ISSN 1900-7760, DOI: 10.13043/DYS.77.8
Cuadro A1.6. Estimación de la probabilidad de insertarse en cada categoría de ocupación. Efectos marginales. Hombres y mujeres en pareja
(18-65 años) (continuación)
Hombres Mujeres
As. formal As. informal Patrón Cuenta propia TNR As. formal As. informal Patrón Cuenta propia
Ingreso laboral de la
pareja (en logaritmos)
-0,0119*** 0,00436*** 0,000370*** 0,00707*** 8,94e-05*** -0,00938*** 0,00518*** 0,000265*** 0,00323***
(9,43e-05) (5,30e-05) (1,41e-05) (8,01e-05) (3,71e-06) (0,000185) (0,000123) (3,46e-05) (0,000145)
Educación primaria -
pareja
-0,0226*** 0,0101*** -0,00364*** 0,0161*** 6,36e-05*** 0,0246*** 0,0181*** -0,00178*** -0,0399***
(0,000818) (0,000475) (0,000158) (0,000696) (1,32e-05) (0,00132) (0,000898) (0,000284) (0,000984)
Empleo formal de la
pareja
0,135*** -0,0602*** -0,00269*** -0,0715*** -0,000464*** 0,206*** -0,0805*** 0,000501*** -0,121***
(0,000799) (0,000438) (0,000123) (0,000690) (2,18e-05) (0,00115) (0,000840) (0,000192) (0,000988)
Observaciones 2.144.775 2.144.775 2.144.775 2.144.775 2.144.775 1.045.926 1.045.926 1.045.926 1.045.926
Errores estándar entre paréntesis. *** p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1.
Fuente: elaboración propia.
Alma Espino y María Sauval 349
DESARRO. SOC. NO. 77, BOGOTÁ, SEGUNDO SEMESTRE DE 2016, PP. 305-360, ISSN 0120-3584, E-ISSN 1900-7760, DOI: 10.13043/DYS.77.8
Cuadro A1.7. Estimació n de horas trabajadas para a salariados/as formales. Efectos
marginales. Toda la población (18-65 años), hombres y mujeres en pareja
(18-65 años)
Toda la población Modelo de parejas
Hombres Mujeres Hombres Mujeres
Sigma 38,51*** 36,55*** 37,82*** 17,09***
(0,162) (0,197) (0,207) (0,146)
Ingreso laboral por hora (en logaritmos) -0,317* 2,441*** 0,387 2,891***
(0,182) (0,169) (0,245) (0,115)
Edad 0,326** 0,453** 0,229 -0,0937
(0,136) (0,178) (0,214) (0,163)
Edad2 -0,00395** -0,00552** -0,00295 0,000636
(0,00164) (0,00221) (0,00243) (0,00196)
Asiste a centro educativo -4,062*** -6,599*** 1,709 -3,734**
(1,552) (1,822) (2,827) (1,764)
Educación secundaria incompleta 0,386 -1,924 0,0604 -1,087
(0,803) (1,192) (1,008) (0,863)
Educación secundaria completa 0,577 -1,727* 0,0927 -1,201
(0,702) (0,963) (0,921) (0,748)
Educación terciaria incompleta -1,012 0,768 -4,049** -1,653
(1,253) (1,650) (1,789) (1,274)
Educación terciaria completa -1,151 -3,658*** -2,624** -3,223***
(0,925) (1,151) (1,231) (0,888)
Indígena 0,947 0,787 -0,908 -0,710
(0,884) (1,121) (1,206) (0,846)
Zona urbana 0,716 0,221 1,546 0,0327
(0,827) (1,134) (1,063) (0,833)
Región metropolitana 0,593 1,011* 0,480 0,145
(0,498) (0,596) (0,637) (0,439)
Jefe/a de hogar -0,191 -2,532*** 0,783 -0,0704
(0,595) (0,712) (0,825) (0,517)
Casado/a o unido/a 1,165* -4,678*** - -
(0,653) (0,654)
Algún/a niño/a de 0 a 5 en el hogar 0,402 4,757*** 1,196 -0,336
(1,346) (1,552) (1,524) (1,160)
Hogar monoparental 0,310 -2,738***
(0,966) (0,895)
(Continúa)
¿Frenos al empoderamiento económico?
350
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Cuadro A1.7. Estimación de horas traba jadas para asalariados/as formales. Efectos
marginales. Toda la población (18-65 años), hombres y mujeres en pareja
(18-65 años) (continuación)
Toda la población Modelo de parejas
Hombres Mujeres Hombres Mujeres
Hay niños/as y asisten a centro de cuidado 0,575 -4,668*** 0,0256 0,496
(1,536) (1,738) (1,738) (1,286)
Hay niños/as y no asisten a centro de cuidado 1,936 -4,836*** 1,647 -1,525
(1,402) (1,652) (1,586) (1,226)
Empleo a tiempo completo -1,931 14,85*** -8,581*** 15,68***
(1,230) (0,982) (1,704) (0,714)
Quintil 5 0,527 0,596 -0,960 -1,062*
(0,700) (0,802) (0,999) (0,638)
Ingreso per cápita por transferencias al hogar
(en logaritmos)
-0,139** -0,205*** -0,249*** -0,107*
(0,0630) (0,0784) (0,0836) (0,0624)
Ingreso per cápita por rentas al hogar (en
logaritmos) 0,0185 -0,138** 0,00890 -0,0909
(0,0554) (0,0653) (0,0789) (0,0554)
Ingreso laboral de la pareja (en logaritmos) 0,00181 -0,0664
(0,0935) (0,0839)
Educación primaria - pareja -0,922 -0,390
(0,819) (0,644)
Empleo formal de la pareja -2,042** 0,224
(0,850) (0,533)
Constante 39,71*** 13,31 42,95*** 10,20
(11,47) (11,20) (14,45) (8,699)
Observaciones 28.808 17.733 17.009 7.188
Errores estándar entre paréntesis *** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1.
Fuente: elaboración propia.
Alma Espino y María Sauval 351
DESARRO. SOC. NO. 77, BOGOTÁ, SEGUNDO SEMESTRE DE 2016, PP. 305-360, ISSN 0120-3584, E-ISSN 1900-7760, DOI: 10.13043/DYS.77.8
Cuadro A1.8. Estimación de horas trabajadas para asalariados/as informales. Efectos
marginales. Toda la población (18-65 años), hombres y mujeres en pareja
(18-65 años)
Toda la población Modelo de parejas
Hombres Mujeres Hombres Mujeres
Sigma 46,34*** 31,41*** 42,12*** 13,06***
(0,451) (0,319) (0,602) (0,220)
Ingreso laboral por hora (en logaritmos) -1,170*** -0,168 -1,312*** 0,603***
(0,313) (0,201) (0,489) (0,155)
Edad 0,840** 0,950*** 0,146 0,385*
(0,332) (0,256) (0,569) (0,232)
Edad2 -0,00852** -0,0107*** -0,00194 -0,00417
(0,00403) (0,00309) (0,00643) (0,00271)
Asiste a centro educativo -2,392 -5,405** -12,44 -13,90***
(3,488) (2,662) (8,941) (2,857)
Educación secundaria incompleta 3,060 2,406* 3,739 1,178
(1,950) (1,428) (2,544) (0,959)
Educación secundaria completa 3,572* 1,560 2,075 -0,311
(1,863) (1,262) (2,548) (0,866)
Educación terciaria incompleta 1,797 -1,680 1,180 5,801***
(3,518) (2,630) (5,720) (2,116)
Educación terciaria completa 4,430 -1,487 3,546 -0,874
(3,127) (2,053) (4,488) (1,571)
Indígena -4,691** 5,888*** -4,309 0,939
(2,369) (1,732) (3,181) (1,192)
Zona urbana 1,868 0,756 3,524 0,415
(1,981) (1,569) (2,621) (1,017)
Región metropolitana 0,219 1,585* -0,381 0,717
(1,429) (0,961) (1,987) (0,678)
Jefe/a de hogar -2,108 -3,617*** -2,743 -0,0234
(1,725) (1,189) (2,286) (0,789)
Casado/a o unido/a 1,738 -5,483*** - -
(1,777) (1,115)
Algún/a niño/a de 0 a 5 en el hogar 0,853 9,471*** 4,819 -2,401
(3,944) (2,258) (4,508) (1,619)
Hogar monoparental -2,397 -1,144
(2,425) (1,411)
(Continúa)
¿Frenos al empoderamiento económico?
352
DESARRO. SOC. NO. 77, BOGOTÁ, SEGUNDO SEMESTRE DE 2016, PP. 305-360, ISSN 0120-3584, E-ISSN 1900-7760, DOI: 10.13043/DYS.77.8
Cuadro A1.8. Estimación de horas trabajadas para asalariados/as informales. Efectos
marginales. Toda la población (18-65 años), hombres y mujeres en pareja
(18-65 años) (continuación)
Toda la población Modelo de parejas
Hombres Mujeres Hombres Mujeres
Hay niños/as y asisten a centro de cuidado 0,272 -9,039*** -3,620 1,487
(4,533) (2,537) (5,153) (1,883)
Hay niños/as y no asisten a centro de
cuidado
-1,519 -10,72*** -4,115 1,775
(4,114) (2,438) (4,674) (1,783)
Empleo a tiempo completo 19,27*** 19,66*** 18,44*** 20,78***
(1,866) (0,975) (2,768) (0,685)
Quintil 5 -2,509 -0,944 -4,127 1,024
(2,241) (1,612) (3,698) (1,123)
Ingreso per cápita por transferencias al
hogar (en logaritmos)
0,0137 -0,294** -0,440* -0,213**
(0,164) (0,116) (0,230) (0,0837)
Ingreso per cápita por rentas al hogar
(en logaritmos)
0,0637 -0,0674 0,0978 -0,202**
(0,147) (0,0995) (0,223) (0,0814)
Ingreso laboral de la pareja (en logaritmos) -0,126 -0,287**
(0,245) (0,115)
Educación primaria - pareja -0,417 0,548
(2,169) (0,762)
Empleo formal de la pareja -1,408 -0,534
(2,510) (0,673)
Constante 124,3*** 9,167 31,24 8,460
(14,23) (70,07) (58,98) (5,244)
Observaciones 5.375 4.973 2.492 1.809
Errores estándar entre paréntesis *** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1.
Fuente: elaboración propia.
Alma Espino y María Sauval 353
DESARRO. SOC. NO. 77, BOGOTÁ, SEGUNDO SEMESTRE DE 2016, PP. 305-360, ISSN 0120-3584, E-ISSN 1900-7760, DOI: 10.13043/DYS.77.8
Cuadro A1.9. Estimación de horas trabajadas para patrones/as. Efectos marginales. Toda
la población (18-65 años), hombres y mujeres en pareja (18-65 años)
Toda la población Modelo de parejas
Hombres Mujeres Hombres Mujeres
Sigma 58,19*** 19,86*** 60,50*** 15,66***
(1,383) (0,700) (1,637) (0,723)
Ingreso laboral por hora (en logaritmos) -6,625*** -1,249** -11,45*** -1,920***
(0,993) (0,494) (1,313) (0,545)
Edad 2,926* 1,790** 3,265 2,545*
(1,631) (0,837) (2,497) (1,375)
Edad2 -0,0279 -0,0226** -0,0337 -0,0307**
(0,0175) (0,00950) (0,0260) (0,0154)
Asiste a centro educativo -7,977 0,927 -15,13 42,02
(16,06) (20,01) (24,02) (51,86)
Educación secundaria incompleta 6,256 1,083 12,77 -9,109
(9,145) (4,762) (11,34) (5,544)
Educación secundaria completa 23,13*** 2,209 32,20*** -4,404
(7,099) (4,213) (9,113) (5,660)
Educación terciaria incompleta 19,03* 1,264 30,36** -18,13**
(9,829) (6,087) (13,25) (9,009)
Educación terciaria completa 19,07** 2,468 31,17*** -3,559
(7,552) (4,410) (10,07) (5,942)
Indígena -1,007 -3,627 -15,13 -1,693
(11,60) (5,665) (13,45) (7,133)
Zona urbana 4,085 2,188 4,945 -3,632
(7,282) (3,916) (8,435) (4,053)
Región metropolitana -4,844 -5,412** -1,746 -2,236
(4,728) (2,536) (5,636) (3,108)
Jefe/a de hogar -9,029* 5,999** -23,69*** 4,305
(5,402) (2,846) (7,318) (3,009)
Casado/a o unido/a 2,544 -3,164 - -
(6,538) (3,464)
Algún/a niño/a de 0 a 5 en el hogar 12,83 -7,861* 13,85 -10,08**
(10,99) (4,427) (11,85) (4,124)
Hogar monoparental -12,30 -9,098**
(11,68) (4,142)
(Continúa)
¿Frenos al empoderamiento económico?
354
DESARRO. SOC. NO. 77, BOGOTÁ, SEGUNDO SEMESTRE DE 2016, PP. 305-360, ISSN 0120-3584, E-ISSN 1900-7760, DOI: 10.13043/DYS.77.8
Cuadro A1.9. Estimación de horas trabajadas para patrones/as. Efectos marginales. Toda
la población (18-65 años), hombres y mujeres en pareja (18-65 años)
(continuación)
Toda la población Modelo de parejas
Hombres Mujeres Hombres Mujeres
Hay niños/as y asisten a centro de cuidado 17,11 1,889 15,86 3,354
(12,47) (6,260) (13,24) (5,573)
Hay niños/as y no asisten a centro de cuidado -21,01* 1,660 -17,14 8,171
(12,12) (5,469) (13,12) (5,523)
Empleo a tiempo completo - - - -
Quintil 5 -5,174 3,887 -13,96* 3,427
(6,643) (3,602) (7,920) (4,693)
Ingreso per cápita por transferencias al hogar
(en logaritmos)
1,092 -0,430 1,856** 0,315
(0,692) (0,400) (0,823) (0,497)
Ingreso per cápita por rentas al hogar
(en logaritmos)
1,572** 0,358 3,413*** 0,739
(0,726) (0,380) (0,920) (0,460)
Ingreso laboral de la pareja
(en logaritmos)
0,0381 0,365
(0,628) (0,449)
Educación primaria - pareja 7,362 -6,872
(9,064) (5,687)
Empleo formal de la pareja 11,01* -0,529
(6,189) (2,758)
Constante 13,50 -5,924 41,45 -6,309
(68,51) (27,41) (82,52) (32,03)
Observaciones 900 409 695 239
Errores estándar entre paréntesis *** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1.
Fuente: elaboración propia.
Alma Espino y María Sauval 355
DESARRO. SOC. NO. 77, BOGOTÁ, SEGUNDO SEMESTRE DE 2016, PP. 305-360, ISSN 0120-3584, E-ISSN 1900-7760, DOI: 10.13043/DYS.77.8
Cuadro A1.10. Estimación de horas trabajadas para cuentapropistas. Efectos marginales.
Toda la población (18-65 años), hombres y mujeres en pareja (18-65 años)
Toda la población Modelo de parejas
Hombres Mujeres Hombres Mujeres
Sigma 68,80*** 35,70*** 65,92*** 44,56***
(0,522) (0,358) (0,626) (0,650)
Ingreso laboral por hora (en logaritmos) -3,868*** -0,747*** -3,071*** -0,163
(0,365) (0,235) (0,471) (0,397)
Edad 0,540 1,392*** 1,443* 2,945***
(0,457) (0,344) (0,763) (0,718)
Edad2 -0,00740 -0,0143*** -0,0166** -0,0306***
(0,00511) (0,00390) (0,00812) (0,00807)
Asiste a centro educativo -27,26*** -10,35** -31,84 -12,92
(7,577) (4,705) (21,55) (17,15)
Educación secundaria incompleta 2,201 2,382 2,399 5,529*
(2,083) (1,504) (2,522) (2,926)
Educación secundaria completa 3,666* 3,218** 1,737 3,876
(1,972) (1,350) (2,538) (2,617)
Educación terciaria incompleta 8,610* -0,0302 11,56* 0,978
(4,506) (3,240) (5,961) (5,688)
Educación terciaria completa 14,18*** -0,820 14,42*** -0,452
(3,460) (2,169) (4,250) (3,899)
Indígena -3,937 13,57*** 0,0984 20,89***
(2,739) (1,845) (3,344) (3,376)
Zona urbana 3,488 -3,547* -0,266 -3,768
(2,447) (1,949) (2,917) (3,356)
Región metropolitana -3,622** 0,473 -0,0258 0,674
(1,633) (1,075) (1,972) (1,970)
Jefe/a de hogar -1,935 -1,128 -3,872 0,583
(1,870) (1,276) (2,444) (2,321)
Casado/a o unido/a 4,431** -0,0212 - -
(2,075) (1,364)
Algún/a niño/a de 0 a 5 en el hogar -6,552 -4,257 -9,390** -4,005
(4,072) (2,898) (4,461) (5,272)
Hogar monoparental -5,453 -5,290***
(3,358) (1,649)
Hay niños/as y asisten a centro de cuidado 2,488 2,580 4,470 5,433
(4,981) (3,280) (5,360) (6,016)
(Continúa)
¿Frenos al empoderamiento económico?
356
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Cuadro A1.10. Estimación de horas trabajadas para cuentapropistas. Efectos marginales.
Toda la población (18-65 años), hombres y mujeres en pareja (18-65 años)
(continuación)
Toda la población Modelo de parejas
Hombres Mujeres Hombres Mujeres
Hay niños/as y no asisten a centro de cuidado 10,24** 4,495 12,25*** 2,180
(4,342) (3,072) (4,707) (5,601)
Empleo a tiempo completo - - - -
Quintil 5 3,914* 7,117*** 1,527 4,611*
(2,034) (1,428) (2,592) (2,655)
Ingreso per cápita por transferencias al hogar
(en logaritmos)
-0,324* -0,511*** -0,305 -1,009***
(0,189) (0,129) (0,238) (0,249)
Ingreso per cápita por rentas al hogar (en
logaritmos)
-0,0623 -0,0157 0,342 0,147
(0,173) (0,114) (0,221) (0,232)
Ingreso laboral de la pareja (en logaritmos) -0,249 -0,476
(0,254) (0,322)
Educación primaria - pareja -2,617 -2,607
(2,179) (2,421)
Empleo formal de la pareja 1,746 -6,370***
(2,515) (2,030)
Constante 56,41 4,546 41,75** -30,91*
(193,5) (7,981) (19,20) (16,91)
Observaciones 8.845 5.056 5.644 2.393
Errores estándar entre paréntesis *** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1.
Fuente: elaboración propia.
Alma Espino y María Sauval 357
DESARRO. SOC. NO. 77, BOGOTÁ, SEGUNDO SEMESTRE DE 2016, PP. 305-360, ISSN 0120-3584, E-ISSN 1900-7760, DOI: 10.13043/DYS.77.8
Cuadro A1.11. Estimación de ingresos laborales para asalariados/as formales. Toda la
población (18-65 años)
Variables
Mujeres salario formal Hombre salario formal
(1) (2) (3) (1) (2) (3)
Salario
por hora Selección Millones Salario
por hora Selección Millones
Edad 0,00626*** 0,00571*** 0,0114*** -0,00451***
(0,00172) (0,00169) (0,00236) (0,00158)
Escolaridad 0,0948*** 0,0889***
(0,00564) (0,00855)
Tiempo completo -0,114** -0,0927
(0,0550) (0,131)
Asiste -0,266*** -0,223***
(0,0781) (0,0847)
Urbano 0,0878* -0,160***
(0,0499) (0,0462)
Región metropolitana 0,208*** 0,181***
(0,0537) (0,0551)
Casado/unido -0,168*** 0,235***
(0,0368) (0,0409)
Algún niño de 0 a 5 años -0,174*** 0,0797*
(0,0384) (0,0410)
Quintil2 0,281*** 0,497***
(0,0617) (0,0543)
Quintil3 0,533*** 0,646***
(0,0634) (0,0559)
Quintil4 0,578*** 0,677***
(0,0623) (0,0540)
Quintil5 0,511*** 0,675***
(0,0623) (0,0557)
Lambda -2,303*** -4,646***
(0,441) (0,954)
Constante 7,529*** 1,156*** 7,584*** 1,605***
(0,145) (0,0918) (0,212) (0,0801)
Observaciones 17.733 17.733 17.733 28.808 28.808 28.808
Errores estándar entre paréntesis *** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1.
Se controla por ramas de actividad a dos dígitos.
Fuente: elaboración propia.
¿Frenos al empoderamiento económico?
358
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Cuadro A1.12. Estimación de ingresos laborales para asalariados/as informales. Toda la
población (18-65 años)
Variables
Mujeres salario informal Hombres salario informal
(1) (2) (3) (1) (2) (3)
Salario
por hora Selección Millones Salario
por hora Selección Millones
Edad -0,00190 0,0116*** 0,00127 0,00778***
(0,00296) (0,00253) (0,00288) (0,00264)
Escolaridad 0,0438*** 0,0565***
(0,00861) (0,00975)
Tiempo completo -0,256*** -0,252***
(0,0557) (0,0864)
Asiste -0,467*** -0,335***
(0,0996) (0,100)
Urbano 0,313*** -0,0991
(0,0646) (0,0650)
Región metropolitana -0,00135 -0,00971
(0,0813) (0,0896)
Casado/unido -0,147** 0,223***
(0,0593) (0,0705)
Algún niño de 0 a 5 años 0,0147 0,196***
(0,0611) (0,0709)
Quintil2 0,349*** 0,548***
(0,0756) (0,0798)
Quintil3 0,502*** 0,796***
(0,0816) (0,0916)
Quintil4 0,499*** 0,858***
(0,0849) (0,0921)
Quintil5 0,561*** 0,586***
(0,105) (0,0979)
Lambda -1,983*** -2,402***
(0,441) (0,480)
Constante 8,346*** 0,546*** 8,201*** 0,739***
(0,224) (0,121) (0,214) (0,114)
Observaciones 4.973 4.973 4.973 5.375 5.375 5.375
Errores estándar entre paréntesis *** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1.
Se controla por ramas de actividad a dos dígitos.
Fuente: elaboración propia.
Alma Espino y María Sauval 359
DESARRO. SOC. NO. 77, BOGOTÁ, SEGUNDO SEMESTRE DE 2016, PP. 305-360, ISSN 0120-3584, E-ISSN 1900-7760, DOI: 10.13043/DYS.77.8
Cuadro A1.13. Es timación de ingre sos laborale s pa ra p atrones. Toda la pobl ación
(18-65 años)
Variables
Mujeres-Patronas Hombres-Patrones
(1) (2) (3) (1) (2) (3)
Ingreso
por hora Selección Millones Ingreso
por hora Selección Millones
Edad 0,00791 0,00672 0,0150* -0,0230***
(0,0137) (0,0108) (0,00809) (0,00795)
Escolaridad 0,110*** 0,107***
(0,0417) (0,0233)
Asiste 4,911 -1,395***
(0) (0,475)
Urbano 0,282 0,142
(0,285) (0,169)
Región metropolitana -0,349 0,352
(0,291) (0,286)
Casado/unido -0,199 0,349*
(0,247) (0,182)
Algún niño de 0 a 5 años 0,182 0,293
(0,282) (0,202)
Quintil2 1,016** 1,813***
(0,515) (0,369)
Quintil3 1,838*** 1,607***
(0,535) (0,324)
Quintil4 1,366*** 2,198***
(0,399) (0,297)
Quintil5 1,817*** 2,484***
(0,375) (0,277)
Lambda -2,826** -2,385***
(1,205) (0,568)
Constante 8,495*** -0,297 8,047*** 0,0807
(1,181) (0,639) (0,570) (0,454)
Observaciones 409 409 409 900 900 900
Errores estándar entre paréntesis *** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1.
Se controla por ramas de actividad a dos dígitos.
Fuente: elaboración propia.
¿Frenos al empoderamiento económico?
360
DESARRO. SOC. NO. 77, BOGOTÁ, SEGUNDO SEMESTRE DE 2016, PP. 305-360, ISSN 0120-3584, E-ISSN 1900-7760, DOI: 10.13043/DYS.77.8
Cuadro A1.14. Estimación de ingresos laborales para trabajadores por cuenta propia. Toda
la población (18-65 años)
Variables
Mujeres Hombres
(1) (2) (3) (1) (2) (3)
Ingreso
por hora Selección Millones Ingreso
por hora Selección Millones
Edad 0,00294 -0,00643** 0,00553* -0,00699***
(0,00541) (0,00288) (0,00309) (0,00210)
Escolaridad 0,0409** 0,0414***
(0,0175) (0,0102)
Asiste (0,573) -0.847*** -0,610***
(0,199) (0,190)
Urbano 0,325*** 0,360***
(0,0700) (0,0471)
Región metropolitana 0,0994 0,181**
(0,0900) (0,0857)
Casado/unido -0,149** 0,231***
(0,0627) (0,0519)
Algún niño de 0 a 5 años 0,0706 0,287***
(0,0713) (0,0614)
Quintil2 0,433*** 0,771***
(0,0922) (0,0727)
Quintil3 0,614*** 0,851***
(0,0964) (0,0716)
Quintil4 0,684*** 1,001***
(0,0907) (0,0677)
Quintil5 0,848*** 1,249***
(0,0957) (0,0728)
Lambda -4,161*** -3,229***
(0,892) (0,357)
Constante 8,705*** 1,163*** 8,668*** 0,621***
(0,417) (0,160) (0,210) (0,107)
Observaciones 5,056 5,056 5,056 8,845 8,845 8,845
Errores estándar entre paréntesis *** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1.
Se controla por ramas de actividad a dos dígitos.
Fuente: elaboración propia.
