Durante las últimas décadas, la diversidad de modelos de familia ha aumentado en la sociedad española, en paralelo a un aumento significativo del empleo femenino y a la transformación del modelo tradicional del sostén familiar masculino (Moreno-Mínguez, Ortega-Gaspar, & Gamero-Burón, 2019). El desafío de conciliación de vida laboral y familiar que plantea el empleo de los dos miembros de la pareja se ha resuelto mediante distintas estrategias que, fundamentalmente, han descansado en la solidaridad familiar (Tobío et al., 2010; Meil y Rogero-García, 2014), en el recurso a servicios formales de cuidado infantil (en adelante, SFCI) y, aunque en menor medida, en la contratación de cuidadores privados en el hogar y en otras fórmulas de cuidado más minoritarias como las “madres de día” o cuidadoras/es contratadas/os que trabajan fuera del hogar. Estos recursos se sustituyen o complementan en función de las circunstancias familiares.

A pesar de su creciente demanda, la universalidad y gratuidad de los SFCI solo han quedado garantizadas a partir de los 3 años, mientras que en el tramo de 0 a 3 años los SFCI son mucho más heterogéneos en términos de coste, regulación y acceso por parte de los diferentes grupos sociales. El diseño y extensión de estos servicios tienen profundas consecuencias en la distribución del cuidado en la sociedad y, por tanto, en las desigualdades que se producen según el género y la situación socioeconómica de los progenitores. Así mismo, se ha demostrado que la atención educativa de calidad antes de los tres años tiene un impacto positivo en el desarrollo de la autonomía personal, los rasgos de la personalidad y las habilidades cognitivas que constituyen las bases de los aprendizajes posteriores, así como en el logro educativo, unos efectos que son especialmente relevantes para los niños de familias con nivel socioeconómico bajo (Lazzari y Vandenbroeck, 2012; Cebolla-Boado et al., 2014; Gracia, 2016).

Este artículo aborda el modo en que las familias españolas utilizan los SFCI para cuidar a sus hijos/as de 0 a 3 años. El objetivo general es identificar las pautas de uso de estos servicios por los diferentes grupos sociales. Concretamente, nuestros objetivos son: 1) describir la extensión e intensidad del uso de los SFCI por las familias residentes en España, 2) analizar los factores relacionados con su uso, y 3) analizar los factores relacionados con el tiempo que se recurre a estos servicios. Si bien existen estudios relevantes sobre la utilización de los SFCI en España, persisten lagunas en su conocimiento que requieren atención. Este artículo mejora el conocimiento acumulado en estas investigaciones en tres aspectos.

En primer lugar, ofrece evidencia empírica actualizada de un fenómeno que ha experimentado transformaciones importantes en las últimas dos décadas. En este sentido, el presente trabajo actualiza los estudios de Borra y Palma (2009) , Mamolo et al. (2011) y Suárez (2013) , que se basan en datos de 2002/2003, 2007 y 2008/2010, años en los que la tasa de asistencia al principal servicio formal de cuidado, la escuela infantil, fue del 11,5%, 17,8% y 26,3%, respectivamente, frente al 34,8% de 2016 (Instituto Nacional de Estadística, 2021; Ministerio de Educación y Formación Profesional [MEFP], 2021). Es previsible que al aumentar de forma significativa la tasa de escolarización también se hayan producido cambios en los factores sociales que la condicionan. En segundo lugar, se propone un análisis empírico comprensivo que tiene en cuenta las características personales, laborales y familiares. Esta estrategia permite cubrir lagunas de conocimiento al incluir factores como el origen nacional de los progenitores o la situación de desempleo de la madre, entre otros. Asimismo, este trabajo analiza si, en el contexto actual de plazas ofertadas y el desarrollo de ayudas y descuentos en la matriculación de las escuelas infantiles por parte de diferentes administraciones, la renta familiar sigue teniendo el papel del uso de los SFCI que le atribuyen trabajos precedentes. En tercer lugar, a diferencia de otros estudios, investigamos la relación entre las condiciones socioeconómicas de la familia y la intensidad del uso de los SFCI en términos de tiempo.

En España la educación infantil se organiza en dos ciclos: el primero de 0 a 3 años y el segundo de 3 a 6 (Ley Orgánica 2/2006 de Educación). La Ley Orgánica 1/1990 de Ordenación General del Sistema Educativo (LOGSE) es la primera que reconoce el carácter educativo del primer ciclo de educación infantil. Ese componente se ha mantenido, aunque con matices, en las siguientes leyes. Posteriormente, se han impulsado algunos planes de ampliación de plazas, como el “Plan de impulso de la Educación Infantil 0-3”, más conocido como Plan Educa3, iniciado en 2008 y considerado el primer gran programa para la escolarización en esta etapa, aunque a partir de 2012 no tendría continuidad. A pesar de ello, el uso de SFCI ha crecido de forma ininterrumpida en las tres últimas décadas.

En 2016, la tasa de escolarización de los niños/as de 0 años fue del 10,1%, la de los niños/as de 1 año del 36,7% y del 57,6% la de aquellos/as con 2 años, siendo casi del 100% a partir del segundo ciclo (MEFP, 2021). Junto a las escuelas infantiles coexisten otros servicios formales de cuidado infantil, como guarderías o jardines de infancia, que no están sujetos a la autorización de la administración educativa y no se recogen en la Estadística de Enseñanzas no Universitarias. Aunque a ambos ciclos se les asigna una función educativa, en el primero el Estado no garantiza la gratuidad de la matrícula ni una cobertura de plazas suficiente. En consecuencia, el sector privado juega un rol más importante que en las etapas educativas posteriores. Así, el 48,6% de los alumnos matriculados en 2016 lo estuvieron en escuelas infantiles de titularidad privada y gran parte de los centros de titularidad pública fueron gestionados por entidades privadas mediante contratos de gestión de servicios públicos (MEFP, 2021). El porcentaje de centros según titularidad varía significativamente según comunidad autónoma.

Las competencias en materia de educación y cuidado en la primera infancia están compartidas entre el Estado, las comunidades autónomas y los municipios. Aunque son variables, los criterios a los que mayor puntuación se les asigna en la mayoría de los baremos autonómicos que regulan la admisión en las escuelas infantiles con financiación pública en caso de sobredemanda son la presencia de hermanos en el centro, la renta familiar, la condición de familia numerosa, la situación de ocupación de los padres y la proximidad residencial (Vélaz-de-Medrano Ureta, Manzano-Soto y Turienzo, 2020; Meil, Díaz-Gandasegui, Rogero-García y Romero-Balsas, 2021). A su vez, el coste asumido por las familias varía según la titularidad y la ubicación del centro. En general, suele determinarse un precio al que se le aplican descuentos en función de la renta u otras circunstancias familiares. Algunas comunidades autónomas también ofrecen ayudas a las familias para acceder a centros de titularidad privada.

Marco teórico

Los modos de cuidar reflejan las prioridades de una sociedad, así como sus desigualdades entre los diferentes grupos sociales, y es en ese marco en el que es necesario analizar los SFCI. En España, la distribución del cuidado infantil se basa en una organización familiar sustentada en una “cultura de género” tradicional que atribuye a las mujeres la responsabilidad principal de la actividad de cuidado y legitima el desequilibrio existente en el reparto de recursos (Durán, 2003; Pfau Effinger, 1998). Siguiendo el trabajo de Esping-Andersen (Esping-Andersen, 1990, Esping-Andersen, 1999) y su crítica feminista, que reivindicó la importancia del papel de la esfera familiar (por ejemplo, vid. Lewis, 1992; Orloff, 1993; Anttonen y Sipilä, 1996), los diferentes tipos de regímenes de bienestar se han conceptualizado a partir de la distribución de las responsabilidades de bienestar entre el Estado, el mercado y la familia, que revierten de forma significativa en la configuración de las relaciones de género y de diferentes tipos de desigualdad (Valarino, Meil, G. y Rogero-García, 2018). En esta línea surge el concepto de cuidado social, que establece que el cuidado ha de situarse en el centro del estudio de los regímenes de bienestar, puesto que es una actividad en la intersección de las relaciones de Estado, mercado y familia (Daly y Lewis, 2000).

España se ha encuadrado, habitualmente, dentro de los regímenes o estados de bienestar de tipo “familista”, que son aquellos en los que la mayor parte de la responsabilidad del bienestar recae en las familias y, en concreto, en las mujeres de la red de parentesco (Saraceno y Keck, 2010; Leitner, 2003). Al respecto, España está entre los países de Europa en los que los progenitores dedican más tiempo al cuidado infantil, pero también entre los que se mantiene una distribución más desigual según género (Gauthier y DeGusti, 2012). A pesar de ello, estudios recientes muestran que, en términos comparativos con otros países, la orientación familiar del estado de bienestar español se ha erosionado en los últimos años, puesto que las preferencias de las familias se han inclinado hacia una mayor demanda de servicios formales ( Valarino, Meil, G. y Rogero-García, 2018) y se han llevado a cabo varias reformas significativas en el campo de las políticas de familia, género, infancia y personas mayores, atribuyendo más responsabilidad a las administraciones públicas (Naldini y Jurado, 2013; Gandasegui, Gorfinkiel y Elizalde San Miguel, 2017; Meil, Díaz-Gandasegui, Rogero-García y Romero-Balsas, 2021). Entre estas reformas, destaca el desarrollo de los permisos parentales para hombres y la extensión de los SFCI. Estas políticas constituyen un mecanismo de gran relevancia en el diseño de los estados de bienestar, definiendo la agenda pública e incidiendo estructuralmente, de un modo u otro, en la organización social, familiar y, también, en la demografía y la economía de los países (Soss & Schram 2007). En este sentido, y de acuerdo con la tesis de la sustitución social (Tobío, 2012), los servicios de cuidado comienzan a ser eficaces en la promoción de la igualdad de género cuando la responsabilidad de las familias, en particular de las mujeres, se reduce, pudiendo incorporarse al mercado de trabajo sin que se produzcan grandes conflictos con las tareas de cuidado. Por ello, la evaluación de estas políticas resulta crucial para identificar sus efectos en las dinámicas sociales y económicas de las familias españolas.

Las diferencias sociales en el uso de los SFCI han sido ampliamente investigadas a nivel internacional en las últimas tres décadas. Fundamentalmente, podemos distinguir dos enfoques complementarios. El enfoque racionalista plantea que la decisión por parte de los padres de usar los SFCI, recurrir a otros agentes de cuidado o asumir esa tarea en exclusividad se realiza en función del tiempo y dinero del que disponen, y del coste y calidad de los servicios, con el objetivo de maximizar su utilidad (Blau, 2001). Este enfoque toma en cuenta las restricciones que imponen la situación y horario laborales de la madre y del padre, y sus salarios y otras rentas familiares afectan a la elección de usar la escuela infantil u otros servicios de cuidado (Hofferth y Wissoker, 1992). Sin embargo, esta racionalidad está atravesada por una cultura del género fundamentada en una idea de utilidad ligada primordialmente al empleo remunerado, que omite el valor social y económico de la provisión de cuidado, y normaliza las desigualdades de género en base a esa idea equívoca de utilidad. El enfoque del “doing gender” (West y Zimmerman, 1987), por su parte, enfatiza el papel de las redes y contextos sociales e institucionales más amplios en los que se ubican en las decisiones de las madres y los padres sobre el cuidado de sus hijos (Chaudry et al., 2010; Meyers y Jordan, 2006). Según este enfoque, las personas toman decisiones y expresan sus acciones en relación con las expectativas de género, conscientes de que sus actos serán evaluados en función de estas. En este sentido, el cuidado es una práctica social en la que los roles género se van construyendo y redefiniendo a partir de las interacciones sociales cotidianas.

Revisión de la literatura e hipótesis

En primer lugar, con relación a la extensión del uso de los SFCI (objetivo 1), es previsible que nuestros resultados sean superiores a las cifras ofrecidas por el Ministerio de Educación y Formación Profesional (H0), pues la estadística oficial no incluye los centros de educación infantil que no están sujetos a la autorización de la administración educativa, ni otros servicios formales de cuidado infantil, como los jardines de infancia o las redes de familias organizadas por una institución, algo que sí incorpora nuestro trabajo.

En segundo lugar, a partir de la literatura previa definimos un modelo teórico según el cual el género de los progenitores está relacionado con los factores que condicionan el uso de los SFCI. Esto factores son de tres tipos: (1) la composición y características de las familias, (2) la situación y horario laborales de los progenitores, y (3) los recursos económicos y el contexto cultural y social en el que se encuentran.

Respecto al primer tipo, la literatura identifica como variables relevantes la edad del niño, el número de hermanos y si la familia es monoparental o biparental. A ello hay que añadir la disponibilidad de familiares y otros conocidos que puedan proporcionar apoyos alternativos. En relación con la edad, esta refleja el nivel de dependencia de los niños, que es mayor en el primer año de vida (Schober y Spiess, 2013). Las investigaciones previas coinciden en mostrar que cuanto mayor es el niño más probable es que los padres recurran a SFCI (Abrassart y Bonoli, 2015; Borra y Palma, 2009; Del Boca et al., 2005). Joesch y Hiedemann (2002) también observan que a mayor edad del niño/a, más tiempo asiste a servicios extra-familiares en Estados Unidos.

El efecto de la presencia de hermanos en el hogar sobre el uso de SFCI es más ambiguo. A medida que aumenta el número de hijos, el coste familiar de los SFCI aumenta a un ritmo mayor que el de otros servicios de cuidado y que el coste de oportunidad salarial de abandonar o reducir las horas de empleo remunerado para cuidar a los hijos en el hogar (Borra y Palma, 2009; Hofferth y Wissoker, 1992). Asimismo, cuanto mayor es el número de hijos en la familia, mayor es la carga de cuidado a la que deben dar respuesta los padres y mayor es la probabilidad de que alguno de ellos, habitualmente la madre, reduzca su participación en el mercado de trabajo (Krapf, 2014; Schober y Spiess, 2013). Por el contrario, la previsión de un impacto positivo de la presencia de hermanos en el hogar sobre el uso de SFCI tiene que ver con que la condición de familia numerosa y la existencia de hermanos matriculados en el mismo centro sean, frecuentemente, criterios para determinar el orden de prioridad en la admisión a las escuelas infantiles, así como para la concesión de ayudas y descuentos (Del Boca y Vuri, 2007). Asimismo, el uso de la escuela infantil tiene costes adicionales a la matriculación, como el material educativo, la ropa o el transporte (Del Boca et al., 2005), respecto a los cuales las familias también pueden aplicar economías de escala si llevan a sus hijos al mismo centro.

Varias investigaciones llevadas a cabo en Estados Unidos identifican un impacto negativo del número de hijos en el hogar sobre la probabilidad de usar SFCI (Hofferth y Wisoker, 1992) y sobre el número de horas de asistencia (Joesch y Hiedemann, 2002). En España, sin embargo, Legazpe y Davia (2019) aportan evidencia de que las familias con hermanos dentro de un mismo rango de edad utilizan más horas los SFCI que las familias con hijo único, y Suárez (2013) concluye que las madres ocupadas tienen más probabilidad de usar servicios de cuidado remunerados cuantos más hijos tienen entre 3 y 14 años.

En los hogares biparentales los progenitores disponen de más tiempo agregado para cuidar a los hijos, pudiendo dividir las funciones de cuidado y trabajo remunerado entre ellos o coordinar sus horarios laborales (Pungello y Kurtz-Costes, 1999). Es esperable, por tanto, que los hogares monoparentales tengan más necesidad de usar SFCI. Abrassart y Bonoli (2015) en Italia, y Suárez (2013) y Legazpe y Davia (2019) , en España, observan que las familias biparentales tienen menos probabilidad que las monoparentales de usar servicios formales, mientras que Borra y Palma (2009) no hallan ningún efecto significativo.

En los regímenes de bienestar mediterráneos, como el español, las/os abuelas/os son con frecuencia agentes de cuidado sustitutivos y/o complementarios de las escuelas infantiles, un tipo de apoyo cuya presencia ha aumentado durante las últimas dos décadas ligado, de forma particular, a la mayor participación de las mujeres en el empleo y al aumento de las familias monoparentales (Meil, Rogero-García y Romero-Balsas, 2018). Su disponibilidad para el cuidado, así como la de otros familiares adultos distintos a los padres, es mayor cuando residen en la misma vivienda (Meil y Rogero-García, 2014; Hank y Buber, 2009), ya que se reducen los costes de desplazamiento y suelen existir lazos de reciprocidad más intensos. En Italia, Del Boca et al. (2005) identifican un efecto negativo sobre el uso de los servicios formales privados, pero no sobre el uso de los públicos, mientras que Schober y Spiess (2013) también hallan evidencia parcial de esta relación en Alemania, condicionada por la región y la situación laboral de la madre.

De acuerdo con lo expuesto, formulamos las siguientes hipótesis relativas al impacto de las características familiares en el uso de los SFCI (objetivo 2):

En relación con la situación laboral de los progenitores, aquellos que no tienen un trabajo remunerado disponen, por un lado, de más tiempo para cuidar de sus hijos, pudiendo prescindir de servicios de cuidado extrafamiliares, y, por otro, de menos ingresos para pagar esos servicios (Hepburn, 2018). Ello hace que los progenitores empleados tengan más probabilidades de usar SFCI que el resto, algo que se ha acreditado de forma repetida en el caso de las madres (Abrassart y Bonoli, 2015; Geoffroy et al., 2012; Krapf, 2014; Mamolo et al., 2011; Tang et al., 2012; entre otros). Por las mismas razones, es esperable que los hijos de progenitores no ocupados acudan a los SFCI durante un número de horas menor que el resto.

Así mismo, las escuelas infantiles de la mayoría de las CC. AA. valoran la condición de empleados de los progenitores en los baremos de admisión (León y Muñoz-Mendoza, 2015). De este modo, prevemos que los progenitores que no están ocupados tendrán menor necesidad y posibilidad de utilizar la escuela infantil y otros SFCI. No obstante, debido a la persistencia de roles de género tradicionales que otorgan mayor protagonismo a las mujeres en la asunción de la responsabilidad del cuidado de los hijos (Meil y Rogero-García, 2014), esperamos que la participación laboral de la madre sea un factor explicativo más importante que la del padre de la probabilidad e intensidad del uso de los SFCI.

La mayoría de los artículos que analizan el efecto de la ocupación de las madres comparan esa circunstancia con la de las madres no ocupadas, sin distinguir entre las desempleadas y las inactivas en el mercado laboral, asumiendo que ambas disponen del mismo tiempo para atender a los hijos. Sin embargo, la búsqueda de empleo es una actividad que exige dedicación de forma análoga a otros trabajos (Vikman, 2010). Además, las madres desempleadas en el momento de solicitar la inscripción en la escuela infantil aspiran a encontrar trabajo a lo largo del curso escolar y, por tanto, pueden prever la necesidad de recurrir a ella (Vikman, 2010). Por ello es esperable que las madres desempleadas hagan un mayor uso de los SFCI que las madres inactivas (Greenberg, 2011).

A su vez, en España al menos una parte de las escuelas infantiles y otros servicios formales, como las Casas de Niños en la Comunidad de Madrid, ofrecen la posibilidad de acudir durante un número de horas inferior al establecido en el horario ordinario (Ferrer, 2019). Por ello, aunque no esperamos que estar ocupado a tiempo parcial reduzca la probabilidad de usar los SFCI, sí prevemos que este tipo de empleo tenga un impacto negativo sobre el número de horas de uso. En Italia, Del Boca y Vuri (2007) no identifican diferencias en la probabilidad de uso de los SFCI entre las madres ocupadas a tiempo completo y las ocupadas a tiempo parcial, mientras que Borra y Palma (2009) no encuentran diferencias entre las madres ocupadas a tiempo parcial y las no ocupadas en España.

Con base en lo anterior, formulamos las siguientes hipótesis relativas a los efectos de la situación y horario laborales de los progenitores (objetivos 2 y 3):

En relación con los recursos familiares, el precio de la escuela infantil y otros servicios formales puede suponer un coste inasumible para las familias con bajo nivel de ingresos (Schober y Spiess, 2013). A pesar de la existencia de ayudas y exenciones fiscales con diferente grado de progresividad, el coste de tales servicios representa una proporción mayor de la renta disponible para las familias con menos ingresos (Pungello y Kurtz-Costes, 1999; Schober y Spiess, 2013). De este modo, las familias con menor nivel de ingresos darán mayor importancia a la reducción sobre su renta disponible que tal elección implica. La mayoría de investigadores constatan una relación positiva entre la renta familiar y la probabilidad de usar SFCI (Abrassart y Bonoli, 2015; Coley et al., 2014; Greenberg, 2011; Suárez, 2013). Además, el coste de los SFCI aumenta con el número de horas que se usan. Incluso en las escuelas infantiles con financiación pública el coste de los servicios de horario extendido suele ser sufragado por las familias (Ferrer, 2019), y el precio de la jornada ordinaria es mayor que el de la jornada parcial. De este modo, la posibilidad hacer un uso más intensivo de los SFCI variará con el nivel de renta.

Además, una oferta insuficiente de plazas en escuelas infantiles y la complejidad de los procedimientos de acceso pueden dificultar su uso por parte de los grupos sociales menos aventajados. En primer lugar, es necesario que los padres conozcan la existencia del servicio, de las ayudas y el derecho que les asiste para acceder a ellas (Lowe y Weisner, 2004). Asimismo, deben informarse acerca de los requisitos y criterios utilizados para ordenar las solicitudes en caso de sobredemanda, siendo éstos, generalmente, poco claros y variables. El cumplimiento de los trámites administrativos requiere dedicar tiempo y atención, y presupone ciertas condiciones de vida, recursos y competencias lingüísticas y digitales (Leseman, 2002; Lowe y Weisner, 2004) que es menos probable que tengan los progenitores con menor nivel educativo (Abrassart y Bonoli, 2015). Además, los plazos para solicitar plazas y ayudas son rígidos y limitados, comenzando en torno a cuatro meses antes del inicio del curso escolar, de modo que los padres deben planificar con suficiente antelación la combinación de agentes y servicios de cuidado que decidan usar (Pungello y Kurtz-Costes, 1999; Vandenbroeck et al., 2008). En este sentido, la mayor movilidad residencial e inestabilidad laboral, junto las dificultades en el manejo del idioma o en el acceso a la información debido al carácter más reducido de sus redes de familiares y amigos (Meyers y Jordan, 2006; Pungello y Kurtz-Costes, 1999), dificultan el acceso a los padres nacidos en otros países.

Junto a estas explicaciones centradas en las diferentes dotaciones de recursos y en las restricciones en el acceso, otras enfatizan la importancia de los valores y creencias de los padres según su nivel educativo o su origen nacional. Varios autores afirman que los progenitores con mayor nivel de estudios completado otorgan más importancia al contenido educativo que se presta en los servicios formales, a los potenciales efectos positivos sobre el desarrollo de los niños (Greenberg, 2011; Lowe y Weisner, 2004; Mamolo et al., 2011; Tang et al., 2012), a la socialización entre pares y a la interacción con adultos distintos a los padres que tiene lugar en estos centros (Del Boca et al., 2005). Por el contrario, se ha encontrado que los progenitores con menor nivel de estudios valoran en mayor medida el vínculo afectivo, el conocimiento personal del cuidador (Tang et al., 2012) y la flexibilidad organizativa que ofrecen los cuidadores familiares (Lowe y Weisner, 2004). Ello explicaría, parcialmente, el impacto positivo del nivel de estudios sobre la probabilidad de uso de los SFCI encontrado en numerosas investigaciones (Carlin et al., 2019; Greenberg, 2011; entre otros). Por su parte, los progenitores inmigrantes mantienen, con mayor o menor intensidad según grado de integración en la sociedad española, valores y creencias sobre la maternidad, la crianza y el empleo prevalecientes en sus países de origen que pueden diferir de las de aquélla, haciendo menos deseable el uso de los SFCI (Abrassart y Bonoli, 2015; Leseman, 2002; Vandenbroeck et al., 2008).

Por otro lado, existe un amplio consenso respecto a que la permanencia durante un número excesivo de horas en la escuela infantil puede ser perjudicial para el niño desde un punto de vista educativo (Bennett, 2012; Lazzari y Vandenbroeck, 2012). En la medida en que los progenitores con menor nivel de estudios y/o inmigrantes extracomunitarios que usen los SFCI lo hagan motivados fundamentalmente por las necesidades de conciliación laboral y familiar, mientras que los progenitores con mayor nivel de estudios y/o nacidos en España lo hagan con mayor frecuencia motivados por los potenciales efectos sobre el desarrollo de los niños, esperamos que los primeros recurran en mayor medida al horario de atención extendido, mientras que los segundos usen tales servicios durante un menor número de horas a la semana. En este sentido, Joesch y Hiedemann (2002) observan para Estados Unidos un impacto positivo del nivel de estudios de la madre sobre la probabilidad de usar servicios no familiares de cuidado, y otro negativo sobre el número de horas de uso de tales servicios.

A partir de lo expuesto anteriormente, formulamos las siguientes hipótesis (objetivos 2 y 3):

Metodología

Para contrastar estas hipótesis utilizamos los microdatos de la submuestra española de la edición de la European Statistics on Income and Living Conditions (EU-SILC) 2016, que incluye un módulo específico sobre acceso a servicios, incluidos los de cuidado de niños/as. El ámbito poblacional incluye los hogares privados, y sus miembros, de todo el territorio español (Eurostat, 2016). Dado nuestro objeto de estudio, tomamos como unidad de observación a los niños de 3 o menos años. Así, nuestra submuestra está formada por 924 niños de 0 a 3 años residentes en España, cuyos padres proporcionaron información sobre el uso que hacen de la escuela infantil u otros servicios formales de educación y atención de la primera infancia. Entre los niños de 3 años, incluimos únicamente aquellos que cumplieron 3 años en 2016.

La información sobre las variables dependientes procede de la pregunta relativa al número de horas durante las que el niño asiste a centros de educación preescolar y a otros centros de cuidado en una semana normal. De este modo, se incluye la asistencia a escuelas infantiles, pero también a centros educativos que no están sujetos a la autorización de las administraciones educativas y, en general, a SFCI en los que los cuidadores son profesionales cualificados y su relación con los padres está mediada por alguna estructura organizativa.

La tabla 1 presenta las categorías y estadísticos descriptivos de las variables independientes analizadas. En cuanto a las características familiares, contemplamos la edad del niño/a, la presencia en el hogar de hermanos/as u otros niños/as de 6 o menos años, el número de progenitores y la presencia de otros adultos de 60 o más años. Desafortunadamente, la EU-SILC no proporciona datos sobre familiares y amigos que residen fuera del hogar y pueden actuar como potenciales cuidadores.

Respecto a la situación y horario laborales de la madre, distinguimos a las ocupadas a tiempo completo de las inactivas, las desempleadas y las ocupadas a tiempo parcial que trabajan menos de 30 horas a la semana. En el caso del padre agregamos en una sola categoría a los desempleados y los inactivos, por su reducido número en la muestra.

En lo relativo a los recursos que poseen las familias, los ingresos anuales se expresan como la renta familiar equivalente, es decir, dividiendo la renta disponible del hogar entre el número de unidades de consumo. El nivel educativo de los padres lo operacionalizamos como el máximo nivel alcanzado por alguno de ellos. Finalmente, teniendo en cuenta la importancia del estatus legal y las diferencias culturales, consideramos el origen nacional distinguiendo entre los niños con algún progenitor nacido en algún país no perteneciente a la Unión Europea y los niños cuyos padres han nacido en España u otro país de la Unión Europea.

La estrategia de análisis consiste, en primer lugar, en la elaboración de estadísticos descriptivos sobre la extensión e intensidad del uso de los SFCI en cada tramo de edad y en el conjunto de la muestra. En segundo lugar, se analizan los condicionantes sociales de tal uso estimando un modelo de regresión de Poisson con cero inflado. Esta técnica es particularmente adecuada dado que nuestra variable dependiente es de recuento (número de horas de asistencia a SFCI), es decir, tiene un rango limitado de valores enteros no negativos, y una distribución de casos fuertemente asimétrica a la derecha debido a la elevada proporción de aquéllos con valor cero (quienes no usan SFCI). Dicha técnica modela la pertenencia de cada caso a dos grupos teóricos: el de aquéllos con una probabilidad plena de adoptar el valor cero y el de los que tienen alguna probabilidad de adoptar valores superiores, asumiendo que tal distribución se corresponde con la de una regresión logit. La probabilidad de que los casos incluidos en el segundo grupo adopten cada valor de recuento (horas de asistencia) se determina mediante una regresión de Poisson (Long y Freese, 2001). De este modo, a diferencia de lo que ocurriría si aplicásemos un modelo logit multinomial (Mamolo et al., 2011) o tobit con cero censurado (Legazpe y Davia, 2019), podemos analizar simultáneamente en un solo modelo, pero de forma separada, la influencia de las variables independientes sobre la probabilidad de uso de los SFCI y, en caso de que los utilicen, sobre la intensidad de este uso medida en horas de asistencia.

Resultados y discusión

De acuerdo con nuestros resultados (Tabla 2), el 42,8% de los niños entre 0 y 2 años acudieron a SFCI durante el curso 2015-2016. Como preveíamos en H0, esta estimación supera de forma significativa el 34% de uso que reflejan las Estadísticas oficiales de Enseñanzas No Universitarias, dado que estas contabilizan únicamente personas matriculadas en centros supervisados por la administración educativa. Nuestros resultados estiman que los niños que usan SFCI acuden una media de 27,6 horas a la semana. La desviación típica de 9 horas indica que, junto a aquellas familias que los utilizan durante el horario habitual de entre seis y siete horas al día, los cinco días de la semana, es relativamente frecuente que otras limiten su uso a jornadas partidas o reducidas, o bien hagan uso de los servicios complementarios en horarios extendidos.

Existe una gran variabilidad en la probabilidad de asistencia en función de la edad, siendo reducida en los primeros doce meses y superando los dos tercios a partir de los dos años. Esas diferencias reflejan la complementariedad de los SFCI con otros recursos con los que cuentan los progenitores, como los permisos remunerados y las/os abuelas/os, en el primer año de vida del niño, así como, probablemente, la extensión de la creencia de que los servicios formales de cuidado son más apropiados a partir de cierta edad (Jurado et al., 2012). El número de horas de asistencia también es menor en los primeros doce meses, sin que haya diferencias significativas a partir del primer año. Estas pautas se mantienen controlados los efectos del resto de las variables socioeconómicas.

En la tabla 3 se recogen los resultados del modelo de regresión de Poisson con cero inflado estimado. Tal y como señalamos en la hipótesis 1A, que los niños acudan a SFCI es más probable cuando conviven con otros menores de siete años (1/OR 1,75). Ello concuerda con la evidencia que aportan los estudios de Legazpe y Davia (2019) y Suárez (2013) realizados en España, y de Del Boca y Vuri en Italia (2007) , pero contrasta con las conclusiones de los trabajos de Hoffert y Wissoker (1992) en Estados Unidos y de Geoffroy et al. (2012) en Canadá, que encuentran efectos en sentido opuesto. Es posible que estas diferencias se deban a que en estos países la disponibilidad de plazas públicas es menor que en España y el coste de las privadas es mayor (Organisation for Economic Cooperation and Development [OECD], 2006; OECD, 2017), y a que la condición de familia numerosa o la matriculación previa de hermanos en el mismo centro suelen ser criterios que favorecen la admisión en las escuelas infantiles y la concesión de subvenciones y/o descuentos (Alcrudo et al., 2015). Además, los niños con hermanos de seis o menos años asisten un 4% (IRR 1,04) más de tiempo semanal que los hijos sin hermanos de esa edad. Esta diferencia puede deberse a la mayor carga global de cuidado a la que deben dar respuesta los padres con varios hijos y a su necesidad de coordinar los desplazamientos de los niños a diferentes centros o en diferentes horarios.

Los resultados mostrados en la tabla 3 no confirman la hipótesis de que la disponibilidad de familiares y amigos reduce la probabilidad de uso de los SFCI (H1B). Ello puede deberse a que el indicador utilizado, la presencia de mayores de 59 años en el hogar, tiene dos limitaciones: (a) no contempla su situación de salud y, por tanto, la medida en que pueden actuar como cuidadores de los niños o ellos mismos son los propios demandantes de cuidado; y (b) excluye a posibles cuidadores/as familiares que no viven en el hogar, de forma que no incorpora a los abuelos que viven cerca y que, como constatan estudios anteriores, se han revelado agentes de cuidado frecuentes para una parte significativa de familias (Meil, Rogero-García y Romero-Balsas, 2018). Finalmente, es posible que en estos hogares los progenitores prefieran un cuidado profesional antes que recurrir a los abuelos.

La previsión de que los hogares monoparentales tienen mayor necesidad de recurrir a agentes extra-parentales de cuidado tampoco se traduce en un mayor uso de los SFCI. Estos resultados contradicen las conclusiones de Legazpe y Davia (2019) y Suárez (2013) , y no permiten confirmar la hipótesis 1C. Una de las posibles explicaciones a este resultado es que nuestro análisis incorpora la presencia de personas mayores en el hogar, una estrategia más frecuente entre las familias monoparentales.

En relación con la disponibilidad de tiempo de los progenitores, se observa que la situación laboral de la madre condiciona tanto la probabilidad de que las familias usen SFCI como el número de horas que recurren a ellos (Tabla 3). La probabilidad de usar SFCI es mayor entre las madres ocupadas a tiempo completo que entre las desempleadas (OR 1,79) y las inactivas (OR 3,57), en línea con lo previsto en las hipótesis 2A y 2B. Ello es coherente con lo observado en otros países en los que la mayor disponibilidad de tiempo, la ausencia de una fuente laboral de ingresos y la política de admisión guiada por el objetivo de conciliación laboral y familiar explican el menor uso que las familias con madres no ocupadas hacen de los servicios formales (Abrassart y Bonoli, 2015; Coley et al., 2014; Tang et al., 2012; entre otros).

Sin embargo, estos autores no establecen distinciones entre las madres inactivas y las desempleadas, a pesar de que la disponibilidad de tiempo en estas últimas es menor al tener que invertir parte de él en actividades relacionadas con la búsqueda de empleo, como cursos, entrevistas de trabajo o trámites administrativos para acreditar periódicamente el cumplimiento de las condiciones para la recepción de prestaciones de desempleo. Los resultados de nuestro análisis confirman que las madres desempleadas tienen menos probabilidad de recurrir a SFCI que las empleadas a tiempo completo, pero más que las madres inactivas (1/OR 0,28 frente a 0,56). En relación con los baremos de acceso a las escuelas infantiles públicas, la mayoría de las comunidades autónomas puntúan favorablemente que los progenitores estén ocupados, pero sólo unas pocas dan prioridad a los desempleados respecto a los inactivos (Ferrer, 2019).

Por lo que se refiere al número de horas de asistencia (componente de recuento) entre quienes asisten algún tiempo semanal, se observa que los hijos de madres ocupadas a tiempo completo asisten a SFCI un 15% más de tiempo que los de madres inactivas (1/IRR 1,15), un 30% más que los de madres desempleadas y un 24% más que los de madres ocupadas a tiempo parcial, de acuerdo con lo establecido en las hipótesis 2A y 2C. De este modo, cuanto más tiempo dedican las madres empleadas a su trabajo remunerado, más tiempo utilizan sus hijos/as los servicios formales de cuidado. Estos resultados coinciden con lo observado por Hepburn (2018) en Estados Unidos.

Por su parte, la situación y duración de la jornada laboral de los padres no tienen efectos estadísticamente significativos sobre la probabilidad e intensidad del uso de los servicios formales de cuidado, confirmándose la hipótesis 2D. Debido a la persistencia de diferencias por género en la asunción de la responsabilidad del cuidado de los hijos, el tiempo adicional del que disponen los progenitores varones que no están ocupados no se traduce en un menor uso de SFCI, a diferencia de lo que sucede en el caso de las madres. Estos resultados coinciden con investigaciones precedentes (Mamolo et al., 2011) y son coherentes con la interpretación de que la redefinición del rol familiar de los hombres que ha tenido lugar en las últimas décadas en España, aunque importante, ha sido menos profunda que la del rol laboral de las mujeres (Meil y Rogero-García, 2014). Así mismo, estos hallazgos reflejan la persistencia de una cultura del género en la cual es normal que el cuidado en la primera infancia reconfigure de forma significativa la relación con el empleo de las mujeres, pero no la de los hombres (Pfau Effinger, 1998).

Los recursos y valores asociados a la renta familiar, el nivel educativo y el origen nacional también condicionan el uso de los SFCI. A pesar de que las políticas sociales de las Comunidades Autónomas han buscado facilitar el acceso de las familias con menores recursos a estos servicios reduciendo su coste en función de la renta, ésta continúa siendo una importante barrera de acceso. Ante un aumento de la renta disponible familiar equivalente anual de 10.000 euros, la razón de probabilidades del uso de los SFCI se incrementa un 69% (1/OR 1,69) y el número de horas de uso un 3% (IRR 1,03), en línea con la hipótesis 3A. Esta relación positiva ha sido descrita previamente en investigaciones centradas en España (Legazpe y Davia, 2019; Suárez, 2013) y en otros países de nuestro entorno con una organización de los SFCI similar (Abrassart y Bonoli, 2015). La falta de plazas disponibles en escuelas infantiles públicas y el hecho de que los descuentos y ayudas públicas para la matriculación sólo cubran parcialmente su coste hacen que, de acuerdo con lo previsto por la teoría racionalista (Hofferth y Wissoker, 1992), la renta familiar sea un factor condicionante de la probabilidad e intensidad de su uso por parte de las familias. Tal y como establece la teoría del cuidado social (Daly y Lewis, 2000), este resultado confirma la relevancia del diseño de los servicios públicos de cuidado en la estructuración de las desigualdades en la distribución de la atención informal a la infancia en términos de género y clase social, poniendo de relieve la necesidad de una política de universalización del acceso gratuito al primer ciclo de educación infantil para avanzar en la igualdad de oportunidades.

Los resultados del análisis según el nivel de estudios de los progenitores no resultan estadísticamente significativos, por lo que no se confirma la hipótesis 3B. Ello contrasta con lo hallado en investigaciones sobre el caso español (Mamolo et al., 2011) y de otros países (Del Boca et al., 2005; Geoffroy et al., 2012; Greenberg, 2011), pero son coherentes con los obtenidos por Borra y Palma (2009) . Esta ausencia de relación podría estar indicando que la idea de que la escuela infantil es una opción positiva para el desarrollo infantil no está más presente en familias con un mayor capital cultural y, por tanto, podría ser transversal en términos de clase social.

El origen nacional de los progenitores, sin embargo, tiene un efecto significativo e independiente de las demás circunstancias socioeconómicas sobre el uso de los SFCI. La razón de probabilidades de que las familias con algún progenitor nacido fuera de España (u otros países de la UE) usen SFCI es, aproximadamente, la mitad (I/OR 0,57) de la que lo hagan si han nacido en la Unión Europea, controlados los efectos del nivel de renta y demás variables incluidas en el modelo, confirmándose la hipótesis 3C. Este resultado puede explicarse, en primer lugar, por las dificultades que encuentra esta población en los procesos de admisión. Particularmente, pueden actuar como barreras los problemas en el manejo del idioma, la mayor movilidad residencial a lo largo del curso escolar y el hecho de disponer de menos información por contar con una red social más reducida. En segundo lugar, este menor uso se puede deber a los diferentes valores y preferencias de los padres inmigrantes en relación con la crianza. Según el indicador sobre las normas relativas a la maternidad de la Encuesta Mundial de Valores, la norma del cuidado maternal está mucho más extendida en los países de los que procede la mayoría de migrantes que en España: así, mientras el 28,7% de las personas residentes en España está de acuerdo con la afirmación de que los niños en edad preescolar sufren si su madre está empleada, en los países de los que procede la mayoría de la población migrante este porcentaje se sitúa entre el doble y triple (43,1% en Colombia, el 59,8% en Ecuador y el 70,8% en Marruecos) (Inglehart et al., 2014. Estas representaciones sociales sobre qué significa cuidar de forma adecuada y sobre los efectos de los diferentes tipos de cuidado sobre los/as niños/as reflejan la existencia de culturas de género diferenciadas y, por tanto, diferentes formas de entender el papel de la mujer y el hombre en la familia.

Finalmente, el número de horas que los progenitores con estudios primarios o inferiores usan los SFCI es entre un 35% (I/IRR 1,35) y un 47% (I/IRR 1,47) superior al de los progenitores con mayor nivel de estudios. Asimismo, las familias en las que algún progenitor tiene origen extracomunitario usan los SFCI un 9% más de horas (IRR 1,09). Una hipótesis explicativa es que entre las motivaciones de los padres con menor nivel de estudios o los inmigrantes extracomunitarios que usan los SFCI están más frecuentemente las necesidades de conciliación laboral y familiar que los potenciales efectos educativos (Krapf, 2014; Mamolo et al., 2011), de modo que aquéllos usan los SFCI durante un mayor número de horas, a pesar de que desde un punto de vista educativo se recomienda que no excedan las de una jornada escolar ordinaria. Por otro lado, es posible que, a pesar de que el modelo incorpora variables relativas al tiempo de trabajo, haya componentes de precariedad laboral que el modelo no capte (como, por ejemplo, la flexibilidad o disponibilidad temporal requeridas por el empleo) que puedan estar detrás del superior tiempo de uso de los SFCI por parte de estos colectivos.