Erik Wright es célebre por sus contribuciones a la teoría marxista, al análisis de clase
y al diseño institucional de “utopías reales”, pero hizo aportaciones a otros campos de
la sociología, incluyendo el de las desigualdades de género. Entre ellas, destacan sus
investigaciones sobre la desigualdad entre hombres y mujeres en el acceso a posiciones
de autoridad en el trabajo.
En este artículo, además de glosar los trabajos de Wright sobre la “brecha de género” en
autoridad y sobre el “techo de cristal”, se los tomará como modelo, replicando sus análisis
con datos sobre España que cubren un amplio período temporal. Con ello, además de
rendir homenaje a un gran científico social y a una persona cuya generosidad, entusiasmo
y candor son inolvidables, se pretende contribuir al conocimiento de este aspecto de las
desigualdades de género en España. Concretamente, se intenta responder a tres preguntas:
1) ¿cuál es la magnitud de la desigualdad entre hombres y mujeres en el acceso a posiciones
de autoridad en el trabajo en España, considerada en términos comparativos?; 2) ¿qué
cambios ha experimentado en las últimas décadas, si es que realmente ha cambiado?; y 3)
¿sigue esa desigualdad el patrón que está implícito en la metáfora del “techo de cristal”?
El artículo está organizado en cuatro secciones. En la primera, se resumen las
aportaciones de Wright. En la segunda, se presentan los datos, variables y procedimientos
utilizados en análisis cuyos resultados se presentan en la tercera sección. Cierra el artículo
una breve sección de conclusiones.
WRIGHT, LA “BRECHA DE GÉNERO” Y EL “TECHO DE CRISTAL”
Entre finales de la década de los setenta y principios de los noventa se publicaron
bastantes estudios que acreditaban la existencia de una importante “brecha de género”
en autoridad, proponían y evaluaban factores y mecanismos que podrían explicarla, y
estudiaban algunas de sus consecuencias. Muchos de ellos eran estudios de caso sobre
una organización o análisis de una muestra de empleados en un sector o profesión, siendo
una minoría los que se basaban en muestras representativas de la población asalariada;
la carencia de estudios comparativos era casi absoluta. Por otra parte, si bien el uso del
término “techo de cristal” se fue haciendo cada vez más común en esos estudios, se usaba
básicamente como una metáfora sugerente para designar la desventaja femenina en el
acceso a puestos de autoridad, sin especial precisión acerca de la imagen de la desigualdad
que comportaba1.
En este contexto, los trabajos de Erik Wright hicieron una doble contribución:
introdujeron una perspectiva comparativa y proporcionaron una formulación precisa y una
contrastación sistemática de la hipótesis del “techo de cristal”2.
Por un lado, Wright (1997) y Wright et al. (1995) estudiaron la “brecha de género” en
autoridad en siete países (Estados Unidos, Canadá, Australia, Reino Unido, Noruega, Suecia
y Japón), desvelando la existencia de diferencias notables en su intensidad y poniendo a
prueba posibles explicaciones de las mismas. En la vertiente descriptiva, su análisis sacó
a la luz una pauta de variación inesperada: con independencia de la dimensión estudiada
y la medida utilizada, el nivel de desigualdad en acceso a posiciones de autoridad era
menor en los países anglófonos, sobre todo en Estados Unidos y Australia, bastante mayor
en los escandinavos y enorme en Japón. Con la excepción del caso japonés, esta pauta no
encajaba con el grado de desigualdad de género esperable en cada uno de estos países.
Una vez establecido el fenómeno, Wright trató de explicarlo. Tras haber ponderado y
descartado explicaciones alternativas (en términos de efectos de composición de la mano
de obra masculina y femenina (en particular, según su capital humano), de la “ideología
de género” predominante, del grado de “igualitarismo de género” cristalizado en normas
legales, de la presencia de mecanismos institucionales dirigidos a promover la igualdad
en el ámbito laboral y del grado de segregación ocupacional), concluyó que la mejor
explicación radica en la combinación de dos factores. Uno es el peso relativo que tienen
las posiciones de autoridad en la composición de la población ocupada. El otro es la fuerza
y, sobre todo, la orientación del movimiento feminista, caracterizada esta última por el tipo
de demandas que el feminismo priorizó históricamente en cada país, algo estrechamente
relacionado con su “cultura política” y con los principios orientadores de su “régimen
de bienestar” (grado de liberalismo y de desmercantilización). La “brecha de género” es
menor allí donde hay más posiciones de autoridad en la estructura ocupacional (sobre
todo, Australia y Estados Unidos) y donde las reivindicaciones feministas, cristalizadas en
políticas públicas, han priorizado la promoción de políticas de igualdad de oportunidades
y contra la discriminación laboral en el sector privado (países del “régimen liberal”).
Por el contrario, es mayor donde hay menos posiciones de autoridad (Japón y los países
escandinavos) y donde el movimiento feminista es débil (Japón) o, en consonancia con
una “cultura política” estatista, se ha concentrado históricamente en demandar al Estado
servicios y prestaciones (licencias parentales, beneficios por hijos, guarderías públicas,
servicios sociales) que favorezcan la conciliación del trabajo y la vida familiar y faciliten el
empleo de las mujeres (países escandinavos).
Estudios comparativos posteriores han arrojado en general resultados congruentes
con los de Wright (Rosenfeld, Van Buren y Kalleberg, 1998; Birkelund y Sandnes, 2003;
Mandel y Semyonov, 2006; Yaish y Stier, 2009; Abendroth, Maas y Van der Lippe, 2013). Su
explicación de las variaciones en la fuerza de la “brecha de género” apuntaba directamente
a “paradojas del estado de bienestar” y suponía una llamada de atención sobre la
necesidad de considerar separadamente las distintas facetas de la desigualdad de género
y analizar los trade-offs que pudieran existir entre los efectos que tienen en cada una de
ellas las políticas públicas, que pueden mejorar la situación de las mujeres en un aspecto
(por ejemplo, facilitando su participación laboral, sobre todo en empleos flexibles y familyfriendly
en el sector público) a costa de empeorarla en otros (por ejemplo, aumentando sus
dificultades para acceder a posiciones de autoridad, sobre todo en el sector privado). Estas
paradojas y trade-offs han recibido gran atención en la literatura posterior (Birkelund y
Sandnes, 2003; Albrecht, Björklund y Vroman, 2003; Albrecht, Skogman Thoursie y Vroman,
2015; Hakim, 2004; Mandel y Semyonov, 2006; Henrekson y Stenkula, 2009; Mandel, 2009,
2011; Korpi, Ferrarini y Englund, 2013).
Por otra parte, en el mismo trabajo, Wright (1997) hacía un primer intento de comprobar
si en los países estudiados había un efecto de “techo de cristal”, convirtiendo esta metáfora
en una hipótesis precisa y contrastable acerca de qué pauta sigue la desigualdad entre
sexos en el acceso a puestos de autoridad. Así entendida, la noción de “techo de cristal”
postula la existencia de una pauta de intensificación progresiva de la desigualdad en virtud
de la cual la desventaja femenina aumenta según se accede a niveles más altos de la escala
de autoridad, debido a la acción de filtros o mecanismos de exclusión de las mujeres cada
vez más selectivos.
En esta línea, Cotter, Hermsen, Ovadia y Vanneman (2001) estipularían poco después
los siguientes criterios para identificar un “efecto del techo de cristal”: existencia de una
desigualdad que no es explicable por otras características relevantes del empleado; mayor
intensidad de la desigualdad para niveles superiores de un resultado que para niveles
inferiores del mismo; foco en la desigualdad en las oportunidades de avance o entrada a
niveles superiores; e intensificación de la desigualdad a lo largo de la carrera laboral.
En principio, la estrategia óptima para comprobar si se cumplen estos criterios sería
analizar datos longitudinales sobre las trayectorias laborales de hombres y mujeres.
Careciendo de ellos, Wright (1997) pone a prueba la hipótesis indirectamente con datos
transversales: por un lado, comparando los efectos del género sobre una medida dicotómica
de autoridad y sobre una escala ordinal que diferencia diez niveles; por otro, comparando
la intensidad de la “brecha de género” estimada para todos los asalariados y para aquellos
que tienen autoridad en algún grado. En ambos casos, si hubiese un “techo de cristal”, el
segundo efecto (el estimado para la escala de autoridad y el estimado para los empleados
con autoridad) debería ser mayor. Los resultados desmentían esa expectativa.
En un trabajo posterior, Baxter y Wright (2000) aquilataron su estrategia de contrastación
de la hipótesis del “techo de cristal”, adoptando un planteamiento más riguroso y
complejo, aunque todavía basado en datos transversales, en este caso datos de los años
80 y 90 para Estados Unidos, Australia y Suecia.
La estrategia seguida ahora consistía en hacer una doble comparación: primero,
comparando las probabilidades de hombres y mujeres de ocupar la posición superior en
todos los pares formados por niveles de autoridad adyacentes entre sí; y, a continuación,
comparando la intensidad de la desigualdad que se había puesto de manifiesto en todas y
cada una de aquellas comparaciones. La evidencia es favorable a la hipótesis del “techo de
cristal” si a) la desventaja femenina es más intensa cuando la comparación afecta a niveles
adyacentes que se encuentran más arriba en la jerarquía que cuando afecta a niveles
situados más abajo; y b) esa intensificación se produce de modo consistente a medida que
se asciende en la jerarquía (es decir, no se da en una región particular de la jerarquía, sino
cada vez que la comparación se mueve hacia arriba)3. Si no se cumplen estas condiciones,
no hay base empírica para afirmar que existe un “techo de cristal”.
Aplicando este enfoque, Baxter y Wright (2000) concluyeron que en ninguno de los tres
países que estudiaron había rastro alguno del “techo de cristal”. En Estados Unidos, la
desigualdad tenía su máxima intensidad en la comparación entre los niveles más bajos
de la jerarquía; en Suecia y Australia había leves indicios de un “cuello de botella” en los
niveles intermedios, pero no de intensificación de la desventaja femenina en los niveles
más altos.
Aunque limitado por el uso de datos transversales y no exento de críticas (Ferree y
Purkayastha, 2000; Britton y Williams, 2000; Purcell, MacArthur y Samblanet, 2010; cfr. Wright
y Baxter, 2000), el análisis de Baxter y Wright (2000) supuso un hito en la investigación
sobre las desigualdades de género en autoridad, tanto por su especificación precisa de la
hipótesis del “techo de cristal” como por el establecimiento de criterios estrictos para su
contrastación4.
Un buen modo de honrar la memoria de Erik Wright puede ser ir más allá de la glosa de
su trabajo en este campo y replicar sus análisis en un contexto diferente. A ello se dedica
el resto de este artículo.
DATOS, VARIABLES Y PROCEDIMIENTOS
Se han utilizado datos procedentes de cuatro fuentes.
La “Encuesta de Estructura, Conciencia y Biografía de Clase” (ECBC) (Carabaña et
al., 1992) fue realizada en 1991 y formaba parte del proyecto comparativo liderado por
Wright. Contiene información detallada sobre la posición de los asalariados en distintas
dimensiones de las relaciones de autoridad, a partir de la cual se han construido cuatro
variables, aplicando los mismos criterios que Wright (1997, pp. 362-363)5:
- posición formal de autoridad (ocupación de un puesto al que nominalmente se
atribuye autoridad en la organización), con dos versiones, una dicotómica y otra con
seis categorías (puesto sin autoridad, de supervisión, y de dirección de cuatro niveles
diferentes: bajo, medio, alto y muy alto);
- capacidad efectiva de toma de decisiones (dicotómica: participación directa en la toma
de decisiones, ya sea individual o colectiva, frente a ausencia de participación);
- capacidad efectiva de sanción (dicotómica: influencia directa sobre el salario, el
ascenso o la imposición de sanciones a otros empleados, frente a falta de influencia
sobre todos estos aspectos);
- índice dicotómico de autoridad (tener autoridad en al menos dos de las tres dimensiones
anteriores, frente a tenerla solo en una o en ninguna).
Se usan estos datos para comparar la intensidad de la “brecha de género” en autoridad
existente en España en 1991 con la que Wright encontró en sus análisis sobre otros países,
así como para hacer una primera aproximación a la contrastación de la hipótesis del “techo
de cristal”, siguiendo el modelo de Baxter y Wright (2000).
La “Encuesta Sociodemográfica” (ESD), realizada en 1991 por el Instituto Nacional
de Estadística (INE,1993), también proporciona información sobre el grado de autoridad
que ostentan los asalariados, distinguiendo cuatro tipos de puestos: empleado sin
responsabilidad sobre otros empleados; supervisor o director de empleados (no cuadros);
supervisor o director de cuadros; y supervisor o director general.
La “Encuesta de Calidad de Vida en el Trabajo” es una encuesta anual que el Ministerio
de Trabajo y Asuntos Sociales realizó entre 1999 y 20106; aquí se usarán los datos de
su primera etapa (ECVT-I), que cubren el período 1999-2004 e incluyen una medida de
autoridad formal que distingue empleados sin autoridad, supervisores y directivos.
Finalmente, se utilizarán datos de las submuestras anuales de la “Encuesta de
Población Activa” (EPA) para el período 2006-20137. El INE aplica en ellas un cuestionario
suplementario sobre “variables estructurales”, incluyendo una pregunta sobre autoridad
con seis opciones de respuesta: empleado con jefes y sin subordinados; encargado, jefe de
taller u oficina, capataz o similar; mando intermedio, con jefes y con subordinados; director
de pequeña empresa, departamento o sucursal; director de empresa grande o media; y
ocupado independiente, sin jefes y sin subordinados.
Los datos de estas encuestas, unidos a los de la ECBC, se usan para estudiar la
evolución temporal de la intensidad de la “brecha de género” en autoridad (entendida
en términos dicotómicos) a lo largo de dos décadas8. Además, se utiliza la información
detallada contenida en la ESD (cuatro niveles de autoridad) y en la EPA (cinco niveles9) para
contrastar la hipótesis del “techo de cristal” en dos momentos temporales distintos. Su
gran tamaño muestral, unido en el caso de la EPA a la posibilidad de fundir datos de varios
años, confiere a la prueba una gran potencia estadística.
Es importante subrayar que se analizan datos transversales para cuantificar las
diferencias entre hombres y mujeres en cuanto a la probabilidad de ocupar posiciones
de autoridad en determinados momentos temporales. No se hace un seguimiento de los
flujos o movimientos a posiciones de autoridad o entre posiciones con distinto nivel de
autoridad. Aunque la configuración del patrón de desigualdad existente en un momento
determinado es la cristalización de los diversos procesos o transiciones que lo generan
(ascensos, descensos, contrataciones externas, movimientos a otra empresa, al desempleo
o a la inactividad), los datos no permiten observarlos directamente, sino tan solo hacer
inferencias indirectas sobre ellos. Esto supone una limitación innegable, aunque, según
sostuvieron Baxter y Wright (2000), no insalvable. Al mismo tiempo, se debe notar que los
datos utilizados son representativos de toda la mano de obra asalariada (se ha descartado
a los empleadores y empleados por cuenta propia), a diferencia de lo que ocurre en muchos
estudios sobre el tema, que se centran solo en un sector, ocupación u organización.
Se han estimado modelos de regresión logística binomial, que toman como variable
dependiente la distinción entre empleados sin autoridad y con autoridad (cuando se evalúa
la magnitud de la “brecha de género”) o la contraposición entre dos niveles adyacentes
en la jerarquía de autoridad (cuando se contrasta la hipótesis del “techo de cristal”)10. En
todos los casos, se ha estimado tanto el “efecto bruto” del género como su “efecto neto”,
controlando la influencia de otras variables que es esperable que estén relacionadas con la
ocupación de posiciones de autoridad. Estas variables incluyen características personales,
familiares y laborales de los empleados, características de su empleo y características de
la organización en que están empleados. Las variables de control no son las mismas en
todos los análisis; al pie de cada tabla de resultados se indicará qué variables se tiene en
cuenta en cada momento11.
RESULTADOS
Magnitud: la “brecha de género” en España en 1991, en perspectiva comparada
Se ha replicado con datos de la ECBC (1991) los análisis de Wright (1997), a fin de obtener
una estimación comparativa de la magnitud de la “brecha de género” existente en España
hace tres décadas. La tabla 1 muestra los resultados para España, acompañando los reportados por
Wright (1997, pp. 338-343) para siete países12. Concretamente, se presentan
los coeficientes logísticos brutos y netos del género, sus errores típicos y una medida de la
“brecha de género” (en lo sucesivo, DG, por “diferencial de género”) calculada a partir de los
coeficientes, que varía entre +1 (máxima desigualdad a favor de los hombres) y -1 (máxima
desigualdad a favor de las mujeres) y toma valor 0 cuando no hay desigualdad13.
Tabla 1. “Brecha de género” en el acceso a posiciones de autoridad en el trabajo circa 1990
| A. Bruta (sin controles) |
| País1 |
Posición formal de
autoridad2 |
Toma de decisiones3 |
Capacidad de sanción4 |
Índice dicotómico de
autoridad5 |
| b |
e.t. |
1-exp(b) |
b |
e.t. |
1-exp(b) |
b |
e.t. |
1-exp(b) |
b |
e.t. |
1-exp(b) |
| EE.UU. |
-0,54 |
0,13 |
0,42 |
-0,64 |
0,16 |
0,47 |
-0,60 |
0,14 |
0,45 |
-0,62 |
0,14 |
0,46 |
| Australia |
-0,43 |
0,14 |
0,35 |
-0,32 |
0,14 |
0,27 |
-0,70 |
0,14 |
0,50 |
-0,58 |
0,14 |
0,44 |
| Reino
Unido |
-0,79 |
0,14 |
0,55 |
-0,82 |
0,17 |
0,56 |
-1,15 |
0,18 |
0,68 |
-0,98 |
0,16 |
0,62 |
| Canadá |
-0,86 |
0,13 |
0,58 |
-0,75 |
0,14 |
0,53 |
-1,08 |
0,16 |
0,66 |
-1,07 |
0,15 |
0,66 |
| Suecia |
-0,97 |
0,16 |
0,62 |
-0,70 |
0,20 |
0,50 |
-1,46 |
0,26 |
0,77 |
-1,61 |
0,24 |
0,80 |
| Noruega |
-1,70 |
0,15 |
0,82 |
-0,91 |
0,15 |
0,60 |
-1,95 |
0,22 |
0,86 |
-1,98 |
0,20 |
0,86 |
| Japón |
-3,21 |
0,43 |
0,96 |
-2,40 |
0,44 |
0,91 |
-2,85 |
0,47 |
0,94 |
-3,56 |
0,60 |
0,97 |
| España |
-0,79 |
0,12 |
0,54 |
-0,61 |
0,13 |
0,46 |
-1,12 |
0,17 |
0,68 |
-1,22 |
0,16 |
0,70 |
| B. Neta (con controles) |
| País1 |
Posición formal de
autoridad2 |
Toma de decisiones3 |
Capacidad de sanción4 |
Índice dicotómico de
autoridad5 |
| b |
e.t. |
1-exp(b) |
b |
e.t. |
1-exp(b) |
b |
e.t. |
1-exp(b) |
b |
e.t. |
1-exp(b) |
| EE.UU. |
-0,48 |
0,17 |
0,38 |
-0,55 |
0,19 |
0,42 |
-0,51 |
0,17 |
0,40 |
-0,45 |
0,18 |
0,36 |
| Australia |
-0,44 |
0,17 |
0,35 |
-0,51 |
0,17 |
0,40 |
-0,66 |
0,17 |
0,48 |
-0,60 |
0,17 |
0,45 |
| Reino
Unido |
-0,59 |
0,20 |
0,44 |
-0,72 |
0,22 |
0,51 |
-0,96 |
0,22 |
0,62 |
-0,70 |
0,21 |
0,50 |
| Canadá |
-0,77 |
0,16 |
0,54 |
-0,84 |
0,24 |
0,57 |
-0,80 |
0,18 |
0,55 |
-0,87 |
0,18 |
0,58 |
| Suecia |
-0,98 |
0,21 |
0,62 |
-0,85 |
0,24 |
0,57 |
-1,24 |
0,29 |
0,71 |
-1,54 |
0,27 |
0,79 |
| Noruega |
-1,44 |
0,18 |
0,76 |
-0,95 |
0,18 |
0,61 |
-1,53 |
0,25 |
0,78 |
-1,70 |
0,22 |
0,82 |
| Japón |
-3,29 |
0,53 |
0,96 |
-2,12 |
0,52 |
0,88 |
-2,51 |
0,52 |
0,92 |
-3,73 |
0,76 |
0,98 |
| España |
-0,73 |
0,14 |
0,52 |
0,78 |
- 0,15 |
0,55 |
-0,93 |
0,19 |
0,61 |
-1,23 |
0,18 |
0,70 |
1 Las N varían ligeramente según la variable dependiente. Las correspondientes al índice dicotómico
de autoridad son: Estados Unidos: 1.178; Australia: 1.006; Reino Unido: 1.051; Canadá: 1.424;
Suecia: 985; Noruega: 1.415; Japón: 426; España: 2.443.
2 Posición formal de autoridad: valor 1: empleados en posiciones de supervisión y dirección de
cualquier nivel); valor 0: empleados sin autoridad.
3 Toma de decisiones: valor 1: empleados que participan directamente en la toma de decisiones en
el trabajo (no solo aconsejan); valor 0: empleados sin participación en decisiones.
4 Capacidad de sanción: valor 1: empleados con capacidad de influir en el salario, el ascenso o la
sanción de sus subordinados; valor 0: empleados sin esa capacidad.
5 Índice dicotómico: valor 1: empleados con autoridad en al menos dos de las tres dimensiones;
valor 0: empleados sin autoridad o con autoridad en una sola dimensión.
Las entradas de la tabla son coeficientes logísticos de la variable sexo (categoría de
referencia: hombre), sus errores típicos, y diferenciales de género (1-exp(b)) calculados a
partir de ellos. Todos son estadísticamente significativos, al menos, al nivel del 5% (p<0,05).
Las variables de control son: sector de actividad, sector de empleo, tipo de ocupación,
dedicación, nivel de estudios y edad.
Fuente: Para España, elaboración propia a partir de la ECBC. Para los demás países: Wright (1997).
Hay que advertir que la comparación directa de los coeficientes logísticos de distintos
países/modelos o de los DG calculados a partir de ellos puede ser problemática. Su
tamaño está influido por el nivel de heterogeneidad no observada en cada modelo y los
test de significación de las diferencias entre coeficientes dan por supuesto que aquella
es constante a través de los modelos comparados (Allison, 1999; Mood, 2010) o entre los
grupos que se someten a comparación a través de un único modelo con interacciones entre
la variable definitoria de los grupos y todas las demás variables (Williams, 2009). Aunque
se han propuesto reglas prácticas para comprobar el cumplimiento de aquel supuesto
y procedimientos alternativos para comparar los resultados de distintos modelos, no es
posible aplicarlos aquí, ya que las tablas de Wright (1997) no proporcionan la información
necesaria y tampoco se dispone de los microdatos originales. Por esta razón, se acude a
tests de significación de las diferencias entre los coeficientes obtenidos para España y para
los demás países, admitiendo que dependen de un supuesto cuyo cumplimiento no se ha
podido comprobar14. Esta limitación puede ser menos grave de lo que parece a primera
vista si, como han argumentado Buis (2017) y Kuha y Mills (2018), las diferencias en la
heterogeneidad no observada pueden afectar severamente a la validez de la comparación
de coeficientes cuando tras la variable dependiente dicotómica subyace una variable
latente continua que es el auténtico foco del análisis, pero no cuando el centro de interés
radica en las probabilidades de ocurrencia de un suceso o estado definible en términos
estrictamente dicotómicos.
Con la prudencia exigida por las consideraciones anteriores, del examen de la tabla 1
se pueden sacar cuatro lecciones. Las tres primeras se refieren a semejanzas entre España
y los demás países, que confirman regularidades ya señaladas por Wright. Primero, en
España, como en los otros países, existe una importante “brecha de género” en todas las
dimensiones de la autoridad (coeficientes negativos, DG positivos). Segundo, la intensidad
de la desigualdad varía de una a otra dimensión: la desventaja femenina parece mayor
en capacidad de sanción que en autoridad formal o en capacidad efectiva de toma de
decisiones (compárense, por ejemplo, los DG brutos registrados en España: 0,68 frente a
0,54 y 0,46)15. En tercer lugar, la “brecha de género” se mantiene prácticamente intacta en
los análisis multivariados (panel B); la desventaja de las mujeres no es explicable por las
variables de control que se ha tenido en cuenta.
Tabla 2. Pruebas de significación de las diferencias de magnitud de
la “brecha de género” en autoridad entre España y otros países
| A. Bruta (sin controles) |
|
|
Posición
formal de
autoridad |
Toma de
decisiones |
Capacidad de
sanción |
Índice
dicotómico
de autoridad |
| Estados Unidos |
Prueba de Wald |
1,997 |
0,021 |
5,575 |
7,965 |
| p |
0,158 |
0,884 |
0,884 |
0,005 |
| Australia |
Prueba de Wald |
3,812 |
2,304 |
3,637 |
9,062 |
| p |
0,051 |
0,129 |
0,057 |
0,003 |
| Reino Unido |
Prueba de Wald |
0,000 |
0,963 |
0,015 |
1,125 |
| p |
1,000 |
0,326 |
0,904 |
0,289 |
| Canadá |
Prueba de Wald |
0,157 |
0,537 |
0,029 |
0,468 |
| p |
0,692 |
0,464 |
0,864 |
0,494 |
| Suecia |
Prueba de Wald |
0,810 |
0,142 |
1,198 |
1,828 |
| p |
0,368 |
0,706 |
0,274 |
0,176 |
| Noruega |
Prueba de Wald |
22,442 |
2,284 |
8,912 |
8,805 |
| p |
0,000 |
0,131 |
0,003 |
0,003 |
| Japón |
Prueba de Wald |
29,385 |
15,221 |
11,981 |
14,200 |
| p |
0,000 |
0,000 |
0,000 |
0,000 |
| B. Neta (con controles) |
|
|
Posición
formal de
autoridad |
Toma de
decisiones |
Capacidad de
sanción |
Índice
dicotómico
de autoridad |
| Estados Unidos |
Prueba de Wald |
1,289 |
0,903 |
2,714 |
9,389 |
| p |
0,256 |
0,342 |
0,099 |
0,002 |
| Australia |
Prueba de Wald |
1,734 |
1,418 |
1,122 |
6,475 |
| p |
0,188 |
0,234 |
0,290 |
0,011 |
| Reino Unido |
Prueba de Wald |
0,329 |
0,051 |
0,011 |
3,672 |
| p |
0,566 |
0,822 |
0,918 |
0,055 |
| Canadá |
Prueba de Wald |
0,035 |
0,070 |
0,247 |
2,000 |
| p |
0,851 |
0,791 |
0,619 |
0,157 |
| Suecia |
Prueba de Wald |
0,981 |
0,061 |
0,800 |
0,913 |
| p |
0,322 |
0,805 |
0,371 |
0,339 |
| Noruega |
Prueba de Wald |
9,694 |
0,526 |
3,651 |
2,734 |
| p |
0,002 |
0,468 |
0,056 |
0,098 |
| Japón |
Prueba de Wald |
21,809 |
6,130 |
8,145 |
10,246 |
| p |
0,000 |
0,013 |
0,004 |
0,001 |
La cuarta conclusión se refiere a diferencias entre España y los otros países. La tabla 2
muestra el resultado de aplicar la prueba de Wald a las diferencias entre los coeficientes
estimados para España y para cada uno de los demás países (tabla 1). Parece claro que el
nivel de desigualdad que se encuentra en España se sitúa a medio camino entre los países
en que la desigualdad es menor (Estados Unidos y Australia) y mayor (Noruega y Japón),
alineándose, por tanto, con Canadá, Suecia y, con la sola excepción del modelo multivariado
para el índice dicotómico de autoridad, Reino Unido.
Podemos añadir otros dos elementos de información. Por un lado, en las regresiones
que toman como variable dependiente la escala ordinal de autoridad (no presentadas) el
coeficiente del género para España también es significativamente menor que para Suecia,
tanto en el modelo bivariado como en el multivariado. Por otro lado, la ESD, que tiene la
ventaja de su gran tamaño muestral, permite replicar el análisis anterior, aunque solo para
la autoridad formal. La “brecha de género” estimada para España con la ESD es un poco
mayor que la registrada en la ECBC (DG bruto de 0,65 frente a 0,54; p=0,023), pero con ambas
encuestas se identifica el mismo patrón de diferencias con otros países: la desigualdad es
en España significativamente mayor que en Estados Unidos y Australia (p<0,001) y menor
que en Noruega y Japón (p<0,001). No hay diferencias significativas con Suecia y Canadá y la
que hay con Reino Unido solo es significativa al 10% (p=0,07).
Resumiendo, hace tres décadas había en España una “brecha de género” en autoridad
de una intensidad semejante a la que se encontraba en países con niveles intermedios
de desigualdad; Canadá era el más parecido, el único con el que no se encuentra ninguna
diferencia significativa. Esa “brecha” afectaba a todas las dimensiones de la autoridad,
aunque podría ser algo más intensa en la capacidad de sanción, y no se explicaba por
diferencias entre hombres y mujeres en cuanto a edad, nivel de estudios, tipo de ocupación,
nivel de dedicación, sector de empleo o rama de actividad de la empresa.
Veamos ahora si esta “brecha de género” ha persistido desde 1991, a lo largo de un
período en el cual la sociedad española ha sufrido grandes transformaciones y ha
continuado el cambio del perfil educativo y laboral de las mujeres iniciado en las décadas
anteriores.
Evolución temporal de la “brecha de género” desde 1991
Los datos solo permiten hacer un seguimiento temporal de la “brecha de género” en
una dimensión: la autoridad formal. A partir de las medidas disponibles en las cuatro
encuestas, se ha construido una dicotomía entre empleados sin autoridad y empleados
que tienen atribuida autoridad en cualquier grado (supervisores, capataces, jefes, cuadros
y directivos de cualquier nivel)16.
Tomando esta dicotomía como variable dependiente, se han estimado modelos
logísticos, tanto simples como multivariados, controlando los efectos de las seis variables
incluidas en los análisis iniciales con la ECBC y, además, los de la antigüedad, el tamaño de
la empresa o establecimiento, la convivencia en pareja y la tenencia de hijos. A partir de
estos modelos se han calculado, además de los DG, los “efectos marginales medios” (EMM)
del género, que equivalen a la diferencia entre las medias de las probabilidades de ocupar
una posición de autoridad predichas para las mujeres y para los hombres, calculadas para
cada individuo manteniendo las demás variables en sus valores observados17. Se suele
considerar que los EMM proporcionan un instrumento adecuado para evaluar y comparar efectos si se está interesado en el promedio poblacional y no en el efecto individual para
sujetos con determinadas características prefijadas (Mood, 2010; Norton, 2012).
La figura 1 presenta los valores que toman los DG y los EMM brutos y netos para toda
la serie de datos. La introducción de controles afecta en mayor medida a los EMM que a
los DG y, mientras que para los EMM siempre implica una disminución, los DG netos son a
veces mayores que los brutos. De todos modos, como ya se había mostrado en el apartado
anterior, incluir variables de control nunca hace desaparecer la desigualdad entre hombres
y mujeres: la reducción que provoca en los EMM es mayor en 1991 y a partir de 2010, pero
siempre está muy lejos de neutralizar la “brecha de género”18.
Figura 1 Evolución temporal de la “brecha de género” en acceso a posiciones
en la jerarquía formal de autoridad en el trabajo en España. 1991-2013
Los valores representados en los paneles A y B corresponden al diferencial de género
(1 – exp(b)). En los paneles C y D se representan efectos marginales medios calculados, en
su caso, manteniendo las covariables en sus valores observados.
Las variables de control son: sector de actividad, sector de empleo, tipo de ocupación,
dedicación, antigüedad, tamaño de la empresa o del establecimiento, nivel de estudios,
edad, convivencia en pareja y tenencia de hijos.
Fuente: Elaboración propia. Cálculos a partir de los coeficientes logísticos y errores típicos de
modelos de regresión logística binomial estimados sobre datos de la ESD (1991), ECBC (1991),
ECVT (1999-2004) y submuestras anuales de la EPA (2006-2013).
Para valorar el cambio temporal en la intensidad de la desventaja femenina, se
tomará como referencia inicial la ESD, que, por su gran tamaño muestral, proporciona una
estimación mucho más precisa que la ECBC. En líneas generales, los DG y EMM brutos siguen
trayectorias similares, con una disminución de la desigualdad entre 1991 y 1999, seguida
de una década de fluctuaciones sin tendencia definida y de ciertos indicios de descenso
hacia comienzos de la segunda década del siglo XXI. En los DG y EMM netos, hay dudas
sobre la disminución entre 1991 y 1999 y, en cambio, parece perfilarse más nítidamente una
tendencia descendente al final del período estudiado. Haciendo un balance general, los
EMM brutos disminuyen un 39% entre 1991 y 2013, mientras que los netos lo hacen un 31%;
según los DG, el balance es parecido: se reduce un 33% la “brecha de género” bruta y 27%
la neta. En ambos casos, es llamativo el hecho de que la intensidad del cambio registrado
es menor cuando se controla el efecto de otras variables19.
Si hubiese que resumir de manera prudente cuanto se ha dicho, podríamos decir que,
a tenor de los datos disponibles, la intensidad de la “brecha de género” en España no
es constante, pues no tiene una magnitud fija e inalterable, pero sí persistente, pues la
apreciable reducción que experimentó en la década de los noventa del siglo pasado no se
ha seguido produciendo en un grado comparable en el siglo XXI y el nivel de desigualdad al
final del período sigue siendo considerable20.
Pauta de desigualdad: contrastando la hipótesis del “techo de cristal”
En los pasos anteriores, se ha examinado la “brecha de género” en autoridad en el
trabajo de modo global. Sin embargo, tan relevante como determinar la intensidad de esa
“brecha” es elucidar su forma, es decir, el patrón de desigualdad que se encuentra a lo
largo de la escala de autoridad.
Habida cuenta de lo extendida que está la metáfora del “techo de cristal”, parece
inevitable tomarla como referencia. Así se hará en este apartado, siguiendo la estrategia de
análisis de Baxter y Wright (2000)21. Se hará para ello una comparación de comparaciones,
contraponiendo entre sí las probabilidades que tienen hombres y mujeres de estar en el
nivel superior en lugar de en el inferior para distintos pares de niveles adyacentes en la
jerarquía de autoridad. Se concluirá que hay evidencia a favor de un “techo de cristal”
si la ventaja masculina aumenta de manera progresiva a medida que se asciende en la
jerarquía. En caso contrario, se rechazará la hipótesis, ya sea porque la desigualdad es más
intensa en los niveles inferiores (“suelo pegajoso”) o intermedios (“cuello de botella”), o
porque es constante a lo largo de toda la jerarquía.
Para empezar, se comparan los resultados que arroja el análisis de la ECBC con los
reportados por Baxter y Wright (2000) para Estados Unidos, Australia y Suecia. La tabla 3
presenta los coeficientes y errores típicos del género en regresiones logísticas que toman
como variable dependiente la probabilidad de ocupar la posición superior (en lugar de la
inferior) para los cinco pares de niveles adyacentes que resultan de las comparaciones
entre los seis niveles de autoridad distinguidos en la ECBC22.
La comparación de los coeficientes no revela indicio alguno de la existencia de un
“techo de cristal”. Los coeficientes son negativos (desventaja femenina) en las cuatro
primeras contraposiciones entre niveles adyacentes, pero solo es estadísticamente
significativo en la primera de ellas y, lo más importante, su magnitud no aumenta
progresivamente según se asciende en la escala de autoridad. Además, el coeficiente para
la contraposición entre los dos niveles más altos es positivo (ventaja femenina), aunque
no significativo. De hecho, la única diferencia entre coeficientes que es estadísticamente
significativa (p=0,029) es precisamente la existente entre el coeficiente bruto negativo
para la contraposición empleado-supervisor y el positivo para la contraposición directivo
alto-directivo muy alto, diferencia que tiene signo opuesto al predicho por la hipótesis
que estamos contrastando23.
Tabla 3. “Brecha de género”en distintos niveles adyacentes de
la jerarquía de autoridad, circa 1990,
| A. Bruto (sin controles) |
| Categorías
comparadas |
Estados Unidos
(1980, 1991) |
Australia
(1986, 1993) |
Suecia
(1980, 1995) |
España
(1991) |
| b
(e.t.) |
n |
b
(e.t.) |
n |
b
(e.t.) |
n |
b
(e.t.) |
n |
| Empleado vs.
Supervisor |
-0,56**
(0,11) |
2.078 |
-0,30**
(0,11) |
1.867 |
-0,71**
(0,13) |
1.682 |
-0,59**
(0,13) |
2.307 |
| Supervisor vs.
Directivo bajo |
0,20
(0,26) |
540 |
0,28
(0,22) |
568 |
0,01
(0,31) |
387 |
-0,38
(1,01) |
359 |
| Directivo bajo vs.
medio |
0,02
(0,29) |
254 |
-076**
(0,26) |
258 |
-1,06**
(0,43) |
128 |
-0,15
(1,07) |
65 |
| Directivo medio
vs. Alto |
-0,28 |
271 |
0,09
(0,28) |
248 |
-0,20
(0,56) |
111 |
-0,69
(0,58) |
116 |
| Directivo alto vs.
Muy alto |
0,31
(0,31) |
212 |
-0,19
(0,35) |
159 |
0,49
(0,59) |
79 |
0,89
(0,73) |
76 |
| B. Neto (con controles) |
| Categorías
comparadas |
Estados Unidos
(1980, 1991) |
Australia
(1986, 1993) |
Suecia
(1980, 1995) |
España
(1991) |
| b
(e.t.) |
n |
b
(e.t.) |
n |
b
(e.t.) |
n |
b
(e.t.) |
n |
| Empleado vs.
Supervisor |
-0,35**
(0,14) |
1.867 |
-0,25*
(0,13) |
1.809 |
-0,81** |
1.510 |
-0,48**
(0,15) |
2.257 |
| Supervisor vs.
Directivo bajo |
0,30
(0,31) |
482 |
0,06
(0,25) |
558 |
0,33
(0,37) |
349 |
-0,99
(1,55) |
356 |
| Directivo bajo vs.
medio |
-0,35
(0,34) |
234 |
-0,57*
(0,31) |
254 |
-0,95*
(0,53) |
113 |
0,02
(2,15) |
60 |
| Directivo medio
vs. Alto |
-0,47
(0,36) |
248 |
0,14
(0,33)
|
243 |
-0,27
(0,72) |
99 |
-0,71
(0,78) |
111 |
| Directivo alto vs.
Muy alto |
0,37
(0,44) |
187 |
-0,18
(0,41) |
154 |
0,59
(0,74) |
75 |
1,09
(1,31) |
76 |
* p<0,05 ** p<0,01
Las entradas de la tabla son coeficientes logísticos de la variable sexo (referencia:
hombre) y sus errores típicos. Las variables de control son: sector de empleo, tipo de
ocupación, dedicación, nivel de estudios, edad, convivencia en pareja y tenencia de hijos.
Fuente: Para España, elaboración propia a partir de la ECBC. Para los demás países:
Baxter y Wright (2000).
La ausencia de un efecto de “techo de cristal” en España no es una singularidad, sino
que es congruente con lo que, como señalaron Baxter y Wright (2000), se encuentra en los
demás países. La pauta española se asemeja especialmente a la de Estados Unidos, pues
en estos dos países ni siquiera se encuentra el “cuello de botella” que se vislumbra en
Australia y Suecia 24.
Se podría pensar que estos resultados negativos acaso se deban a que, sobre todo en
los niveles altos, se cuenta con una base muestral muy pequeña. Para evitar este problema,
aplicaremos la misma estrategia de análisis a los datos de la ESD para 1991 y de la EPA para
2006-2013, que proporcionan muestras enormes.
Tabla 4. “Brecha de género” en distintos niveles adyacentes de
la jerarquía de autoridad. España, 1991
| Categorías comparadas |
Bruto |
Neto |
N |
| b
(e.t.) |
b
(e.t.) |
| Empleado vs. Supervisor de empleados |
-0,95***
(0,04) |
-0,74***
(0,04) |
40.639 |
| Supervisor vs. supervisor de supervisores |
-0,28***
(0,08) |
-0,47***
(0,09) |
6.524 |
| Supervisor de supervisores vs. supervisor general |
-0,11
(0,11) |
-0,13
(0,13) |
2.356 |
* p<0,05 ** p<0,01 *** p<0,005
Las entradas de la tabla son coeficientes logísticos de la variable sexo (referencia:
hombre) y sus errores típicos. Las variables de control son: sector de actividad, sector
de empleo, tipo de ocupación, dedicación, tamaño de la empresa, interrupción en la
trayectoria de actividad, nivel de estudios, edad, convivencia en pareja y tenencia de hijos.
Fuente: Elaboración propia, a partir de la Encuesta Sociodemográfica del INE (1991)
En la tabla 4 se presentan los coeficientes logísticos del sexo (y sus errores típicos)
para las tres comparaciones entre niveles que se pueden hacer en la ESD26. La variación
de los coeficientes brutos y netos sigue básicamente la misma pauta: son mayores para
la contraposición entre empleados y supervisores de empleados y disminuyen cuando
se asciende en la escala de autoridad, hasta ser diminutos y no significativos para la
contraposición entre supervisores/directores de supervisores y supervisores/directores
generales. Las diferencias entre los coeficientes (tanto brutos como netos) obtenidos para
la primera comparación de categorías y los obtenidos para cada una de las otras dos son
estadísticamente significativas al nivel del 1%26.
La figura 2 exhibe los resultados en forma de DG y EMM calculados a partir de estos
modelos de regresión. Los DG reflejan fielmente la pauta de disminución de la desigualdad
que se acaba de describir, lo cual es lógico porque son una simple transformación de los
coeficientes. Si se atiende a los EMM, se sigue apreciando el mismo patrón de atenuación
de la desventaja femenina al ascender en la jerarquía y se confirma que esa desventaja no
es sustantiva o estadísticamente significativa cuando el análisis se centra en los niveles
más altos; sin embargo, la amplitud de los intervalos de confianza deja ahora más abierta
la cuestión de si realmente hay disminución o constancia de la desigualdad. Lo que sí
se puede afirmar con rotundidad es que no hay ni rastro de la pauta de intensificación
progresiva de la desigualdad característica de un efecto de “techo de cristal”.
Figura 2 “Brecha de género”en distintos niveles adyacentes de
la jerarquía de autoridad.España, 1991
Códigos de las categorías: 0: empleado; 1: supervisor de empleados; 2: supervisor de
supervisores; y 3: supervisor general.
Los valores representados en los paneles A y B corresponden al diferencial de género
(1 – exp(b), si el diferencial es favorable a los hombres, o -1 + 1/exp(b) si es favorable a las
mujeres). En los paneles C y D se representan efectos marginales medios calculados, en su
caso, manteniendo las covariables en sus valores observados.
Fuente: Elaboración propia. Cálculos a partir de los coeficientes logísticos y errores típicos de modelos
de regresión logística binomial estimados sobre datos de la Encuesta Sociodemográfica del INE (1991)
(tabla 4).
Finalmente, la tabla 5 muestra lo que ocurre cuando se repiten los análisis con datos
de las EPA anuales entre 2006 y 201327. En su primer panel se presentan los coeficientes
logísticos y errores típicos de modelos estimados para todos los pares de niveles de
autoridad; los DG y EMM calculados a partir de ellos se despliegan gráficamente en los
paneles A y C de la figura 3.
Tabla 5. “Brecha de género” en distintos niveles adyacentes
de la jerarquía de autoridad. España, 2006-2013
| A. Con todos los niveles desagregados |
| Categorías comparadas |
Bruto |
Neto |
N |
| b
(e.t.) |
b
(e.t.) |
| 0 vs. 1 |
-0,79
(0,02) |
-0,69
(0,02) |
236.014 |
| 1 vs. 2 |
0,29
(0,02) |
-0,07
(0,02) |
38.251 |
| 2 vs. 3 |
-0,34
(0,03) |
-0,37
(0,04) |
22.340 |
| 3 vs. 4 |
-0,51
(0,08) |
-0,40
(0,08) |
6.372 |
| B. Con los niveles 1 y 2 fundidos |
| Categorías comparadas |
Bruto |
Neto |
N |
| b
(e.t.) |
b
(e.t.) |
| 0 vs. 1 y 2 |
-0,66
(0,01) |
-0,68
(0,01) |
253.077 |
| 1 y 2 vs. 3 |
-0,19
(0,03) |
-0,38
(0,03) |
43.528 |
| 3 vs. 4 |
-0,51
(0,08) |
-0,40
(0,08) |
6.372 |
Códigos de las categorías: 0: empleado sin autoridad; 1: encargado, jefe de taller o de
oficina, capataz o similar; 2: mando intermedio, con jefes y subordinados; 3: director de
pequeña empresa, departamento o sucursal; 4: director de empresa grande o media.
Las entradas de la tabla son coeficientes logísticos de la variable sexo (referencia:
hombre) y sus errores típicos. Todos los coeficientes son estadísticamente significativos a
un nivel de, al menos, 0,5% (p<0,005)
Las variables de control son: sector de actividad, sector de empleo, tipo de ocupación,
dedicación, antigüedad, tamaño del establecimiento, situación de actividad un año antes,
nivel de estudios, edad, convivencia en pareja y tenencia de hijos.
Fuente: Elaboración propia, a partir de la agregación de las submuestras
anuales de la Encuesta de Población Activa del periodo 2006-2013
La expectativa de desventaja femenina creciente a medida que se asciende en la
jerarquía vuelve a ser desmentida. Los coeficientes alcanzan sus valores negativos más
extremos en la primera contraposición (empleados sin autoridad frente a encargados,
capataces y similares), se vuelven positivos (efectos brutos) o rebajan marcadamente su
valor negativo (efectos netos) para la segunda (encargados, capataces y similares frente
a mandos intermedios) y vuelven a ser negativos y a aumentar su magnitud para las dos
últimas (mandos intermedios frente al nivel bajo de dirección y nivel bajo frente a nivel
alto de dirección). Todas las diferencias entre coeficientes obtenidos en contraposiciones
correlativas son estadísticamente significativos (p<0,001), salvo la que hay entre los
coeficientes netos de las dos últimas. De nuevo, el patrón que dibujan los datos no se
ajusta al modelo del “techo de cristal”.
El examen de los EMM (panel C de la figura 3) matiza estos resultados, pero no cambia la
conclusión principal. Se atienda a los efectos brutos o a los netos, la imagen predominante
es la de desventaja femenina, salvo en la contraposición entre las posiciones de encargado,
capataz o similar y de mando intermedio, en la cual, en términos brutos, son los hombres
quienes están desventaja.
Esta inversión de la desigualdad bruta en niveles intermedios de la estructura de
autoridad es algo que no se había encontrado en los análisis anteriores y se podría pensar
que es anómala. Quizás los términos utilizados en el cuestionario de la EPA para designar
las dos categorías situadas en esa región baja-media de la jerarquía son ambiguos o
incorporan algún sesgo que podría inducir una pauta de respuesta diferenciada según
género. Por si fuese así, se ha repetido el análisis fundiendo esos dos niveles de autoridad
(panel B de la tabla 5 y paneles B y D de la figura 3).
Figura 3 “Brecha de género” en distintos niveles adyacentes
de la jerarquía de autoridad. España, 2006-2013
Códigos de las categorías: 0: empleado sin autoridad; 1: encargado, jefe de taller o de
oficina, capataz o similar; 2: mando intermedio, con jefes y subordinados; 3: director de
pequeña empresa, departamento o sucursal; 4: director de empresa grande o media.
Los valores representados en los paneles A y B corresponden al diferencial de género
(1 – exp(b), si el diferencial es favorable a los hombres, o -1 + 1/exp(b) si es favorable a las
mujeres). En los paneles C y D se representan efectos marginales medios calculados, en su
caso, manteniendo las covariables en sus valores observados.
Fuente: Elaboración propia. Cálculos a partir de los coeficientes logísticos y
errores típicos de modelos de regresión logística binomial estimados
sobre datos de las submuestras anuales de la EPA (2006-2013) (tabla 5)
En lo que aquí importa, la comparación de los coeficientes sigue arrojando el mismo
resultado: alcanzan su valor más extremo para la primera contraposición de niveles
(empleados sin autoridad frente a la gran categoría de puestos intermedios creada al
fundir los dos niveles hasta ahora distinguidos), disminuyen en la segunda y aumentan
de nuevo (efecto bruto) o se mantienen estables (efecto neto) en la tercera28. Una vez
más, es evidente la ausencia de indicios de intensificación progresiva de la desigualdad.
Tampoco los hay en el panel D de la figura 3, que presenta los EMM. Los brutos exhiben
la misma pauta en forma de V que ya habíamos identificado, aunque ahora atenuada: la
desventaja femenina se aminora en la región intermedia de la jerarquía, pero en niveles
más altos vuelve a recuperar la intensidad que tenía en los inferiores. Según los EMM netos,
la disminución de la desigualdad en niveles intermedios no se invierte en los superiores, de
modo que el mayor grado de desventaja femenina se encuentra en la contraposición entre
los dos niveles inferiores de la jerarquía. La conclusión fundamental es que la hipótesis
del “techo de cristal” sigue sin recibir respaldo empírico: la desigualdad no aumenta al
ascender en la jerarquía de autoridad.
