Discriminación por género en el acceso a la contratación indefinida

Elisabet Motellón? Enrique López-Bazo?

Grupo de Investigación AQR Universitat de Barcelona y Parc Científic de Barcelona Avda Diagonal 690, 08034 Barcelona Tel: ? + 34 93 4021010 ? +34 93 4037041 FAX: +34 93 4021821 Email: ? emotellon@ub.es; ? elopez@ub.edu

Resumen: El sistema vigente de relaciones laborales en España se caracteriza por primar la

contratación temporal como estrategia flexibilizadora del mercado de trabajo, fenómeno

que podemos incluir en lo que se ha dado en denominar “flexibilidad en el margen”.

Aunque diversos estudios han analizado la existencia de discriminación salarial según el

tipo de contrato, no se dispone de evidencia robusta acerca de la existencia de

discriminación en el acceso a un empleo mediante contrato de carácter indefinido, ni

tampoco de cuales son las características relacionadas con mayor intensidad con tal

fenómeno. En este sentido, y ante la evidencia que apunta a que la proporción de

trabajadoras con contrato temporal es significativamente superior al de trabajadores con ese

tipo de contrato, este trabajo aporta evidencia empírica acerca de los factores que

determinan las diferencias en la probabilidad de acceder a un contrato de tipo indefinido

entre trabajadores de distinto género. En concreto se aplica una adaptación de la

descomposición de Oaxaca-Blinder para funciones no lineales, propuesta recientemente en

la literatura, para determinar si son las diferencias en las características de trabajadores, del

puesto de trabajo y de la empresa las que permiten explicar los diferenciales en

probabilidad o si, por el contrario, es la diferencia en el efecto de tales características la

causante de las diferencias.

1. Introducción

La flexibilidad en el ámbito de las relaciones laborales es uno de los fenómenos que ha

generado mayor interés académico y sociopolítico. A pesar de no existir consenso en su

definición, podemos entender la flexibilidad laboral como la capacidad del mercado de

trabajo, y de los agentes que operan en él, de responder de manera fluida y en un tiempo

relativamente breve a condiciones económicas cambiantes, o de volver a una posición de

equilibrio después de un shock exógeno (Beatson, 1995, Amadeo y Horton, 1997). El

debate abierto entre los diferentes agentes socioeconómicos no está tan vinculado con la

necesidad de dotar a las empresas, y a la economía en general, de un mayor grado de

flexibilidad que permita aumentar su competitividad en un entorno cada vez más cambiante

y turbulento, como con los métodos e instrumentos a emplear para lograrla. No obstante,

existe un amplio consenso en que el entendimiento entre los diversos agentes implicados es

indispensable ya que sólo si la flexibilidad es pactada podrá convertirse en un factor clave

de competitividad sostenible.

El mercado de trabajo español tiene como rasgo distintivo la adopción de la temporalidad

como principal estrategia flexibilizadora. De forma breve, podemos decir que se

caracteriza por ajustarse a los cambios económicos a través de las cantidades, en lo que ha

venido a denominarse como flexibilidad en el margen (Bentolila y Dolado, 1994; Toharia y

Malo, 2000)1. La adopción de este planteamiento posibilita a las empresas disponer de

modalidades contractuales que les permite adaptar sus plantillas a las necesidades

coyunturales, dado el principio de causalidad establecido por el ordenamiento jurídico. Así,

si bien de la existencia de los contratos temporales no se desprende de forma inmediata un

efecto negativo para los ofertantes de trabajo, el problema surge cuando ésta alcanza unos

límites inaceptables, por los costes sociales y económicos que conlleva, en definitiva

1 Adam and Canziani (1998) lo denominan desregulación parcial.

cuando se emplean para cubrir necesidades estructurales contraviniendo el precepto legal y

la causa para la que fueron diseñados. Entre las consecuencias del abuso de la temporalidad

podemos señalar la volatilidad del empleo, la incertidumbre e inestabilidad en diferentes

facetas de los individuos, la dificultad en la adquisición de capital humano y el hecho de

estar vinculada, entre otros fenómenos, con la siniestrabilidad laboral, las barreras al acceso

a la vivienda y a créditos de consumo.

Pero, sin lugar a dudas, el riesgo de segmentación del mercado laboral en puestos de trabajo

de calidad, estables, y en puestos precarios, temporales, es el que ocasiona la situación más

alarmante, como ya se apuntaban en los estudios de Segura al al. (1991), Bentolila y

Dolado (1994), Jimeno y Toharia (1993), Toharia y Malo (2000) y Polavieja (2002. La

elevada tasa de temporalidad experimentada por España, respecto al resto de miembros de

la Unión Europea, hace de la constatación de su abuso un hecho casi irrefutable, que

incluso ha ocasionado que los(as) expertos(as) acuñen el término de modelo temporal del

mercado de trabajo español para hacer referencia a esta situación.

En el presente trabajo nos plantearemos si existe homogeneidad en la incidencia de la

temporalidad sobre los individuos que conforman la oferta de trabajo, o bien si ésta está

influida por alguna característica personal de éstos, en concreto por su género. Sustentamos

esta hipótesis en la mayor tasa de temporalidad que presentan las mujeres en función de los

datos ofrecidos por diversas fuentes. Por ejemplo, a partir de los datos proporcionados por

la Encuesta de Población Activa, Toharia et al (2004) muestran como en las últimas

décadas la diferencia en la proporción de trabajadores afectados por la temporalidad en la

contratación es de un 5% mayor para las mujeres que para los hombres. Con la intención de

proporcionar evidencia adicional acerca de esta cuestión, este trabajo pretende determinar si

realmente existe discriminación por razón de género en el acceso a un contrato indefinido

en el mercado de trabajo español una vez se tienen en cuenta las diferencias en las

características de los trabajadores(as), del puesto de trabajo, y de la empresa.

Los trabajos para España que aportan evidencia empírica sobre discriminación por tipo de

contrato centran su análisis en el estudio de las diferencias salariales. Así destacamos las

investigaciones realizadas por Jimeno y Toharia (1993), Bentolila y Dolado (1994), De la

Rica y Felgueroso (1999), Davia, y Hernanz (2002), y De la Rica (2003). Mediante la

aplicación de la descomposición de Oaxaca-Blinder, los resultados más recientes sugieren

que no existe discriminación salarial motivada por el tipo de contrato, sino que las

diferencias de salario entre trabajadores(as) con distinta modalidad contractual están

causadas por diferencias en las características de los(as) mismos(as).

La preocupación por la posible discriminación en la consecución de un empleo estable

supondría un estadio previo al estudio de otras posibles discriminaciones vinculadas con el

tipo de contrato bajo el que presta sus servicios el(la) trabajador(a), como por ejemplo la

discriminación salarial analizada por los estudios mencionados.

Para analizar la posible existencia de discriminación en el tipo de contrato por razón de

género en este trabajo aplicamos la descomposición de Oaxaca-Yun propuesta

recientemente en la literatura (Yun, 2004). Esta metodología permite realizar la

descomposición en la media que caracteriza a la descomposición de Oaxaca con

independencia de la forma funcional del modelo especificado.

Los resultados obtenidos en nuestro trabajo sugieren que no únicamente no existe

discriminación por genero en el acceso a un contrato indefinido en España, si no que

además las diferencias en los porcentajes de contratación indefinida entre hombres y

mujeres son atribuibles en su práctica totalidad a las diferencias en la antigüedad en el

mercado de trabajo entre los individuos medios de cada género. Es decir, que en caso de

que se igualase la antigüedad de hombres y mujeres que participan en el mercado, no se

apreciarían diferencias significativas en los efectos de la temporalidad entre ambos.

El resto del trabajo se organiza como sigue. En el segundo apartado se efectúa una breve

introducción al análisis de la discriminación en el mercado de trabajo y la situación de la

contratación temporal en España, a fin de contextualizar el análisis. La descripción de la

base de datos empleada y de las principales variables utilizadas en el análisis se realiza en

el tercer apartado, mientras que el cuarto está dedicado a presentar la metodología

empleada y argumentar su adecuación para el estudio de la discriminación en el acceso a la

contratación indefinida. En el apartado 4 se presentan y discuten los principales resultados

obtenidos. Finalmente, en el apartado 5 se sintetizan las principales conclusiones

alcanzadas.

2. Discriminación en el mercado de trabajo y la contratación temporal en España

La complejidad que representa el ámbito de estudio de la discriminación en el mercado de

trabajo hace imprescindible abordar su definición a fin de poder contextualizar el presente

trabajo, a pesar de que sus múltiples facetas hagan complicada esta tarea. Paralelamente

esta complejidad dificulta no sólo su determinación, sino también su cuantificación. Los(as)

expertos(as) apuntan los obstáculos que puede encontrar la perspectiva económica a la hora

de abordar la discriminación laboral, ya que al fundamentar su análisis en la conducta

racional de los individuos, puede representar una grave desventaja para explicar un

fenómeno que podemos considerar como irracional. Conscientes de que el análisis

económico no puede facilitar una explicación completa del fenómeno, sino limitarse a la

aportación de algunas ideas del mismo, los(as) economistas han tenido que permeabilizar

sus límites para dar cabida a propuestas de otras disciplinas, a fin de sustentar sus

postulados o poder incrementar la capacidad explicativa de sus modelos.

Para la definición de discriminación económica seguiremos la propuesta de McConnell,

Brue y Macpheson (2003). Así, ésta acontece cuando los(as) trabajadores(as) pertenecientes

a grupos minoritarios, con idéntica capacidad, nivel de estudios, formación y experiencia

que el grupo mayoritario, recibe un trato inferior en la contratación, el acceso a una

ocupación, los ascensos, el salario o las condiciones de trabajo. Esta discriminación en el

mercado laboral se observará cuando personas (o grupos de personas) con las mismas

“características económicas” vinculadas con su productividad marginal (educación,

experiencia, nivel de ausentismo, habilidades, actitudes, motivación, etc.) perciben

diferentes salarios en promedio y, estas diferencias retributivas están sistemáticamente

correlacionadas con determinadas características individuales “no económicas”, como el

género, edad, etnia, participación sindical, religión, ideología política, etc. (Stiglitz 1973¸

Aigner y Cain 1977). Aunque estos últimos autores hacen referencia específica a la

discriminación salarial podemos hacer extensible esta definición a otros tipos de

discriminación, tales como el acceso al empleo, las condiciones laborales, la ocupación, o

el acceso a la educación y formación.

Paralelamente también son varias las razones que justifican la falta de consenso en torno a

una única teoría que explique la existencia de discriminación laboral. Estas razones derivan

especialmente del reciente interés por analizar este fenómeno, la diversidad de

manifestaciones en las que ésta se puede materializar, así como de la multitud de causas

que pueden condicionar su existencia, causas que no siempre se prestan a un examen

objetivo y en términos cuantitativos. Pero a pesar de esta problemática planteada podemos

encontrar diferentes aproximaciones que racionalizan la presencia de la discriminación. De

todas las vertientes de pensamiento económico es la neoclásica la que copa la mayoría de la

literatura teórica y empírica. Dentro de la tradición neoclásica podemos encontrar diferentes

modelos que aportan un marco teórico a la discriminación en el mercado de trabajo.

Resaltamos los cuatro principales por sus repercusiones teóricas y empíricas: el Modelo del

gusto por la discriminación, basado en el prejuicio de los agentes dispuestos a pagar por

discriminar, el Modelo del poder del mercado, sustentado en el trato diferenciado que

reciben los individuos con una oferta de trabajo más inelástica, el Modelo de segregación

ocupacional, que se centra en las consecuencias derivadas del exceso de oferta de trabajo

en aquellas ocupaciones donde el colectivo minoritario encuentra menores barreras de

acceso, y el Modelo de discriminación estadística. Es este último el más desarrollado y

podríamos describirlo como un modelo estocástico de discriminación que presenta “más

posibilidades de que se produzca una discriminación permanente” (Cain, 1986). El modelo

de discriminación estadística tiene su fundamento en la inexistencia de información

perfecta. Los(as) empresarios(as) desconocen la productividad que pueden alcanzar los(as)

demandantes de empleo, y al no disponen de esta información a nivel individual la

sustituyen por el promedio que se le atribuye al colectivo al cual pertenecen, del que sí se

dispone de información completa. En definitiva, representa etiquetar a los(as)

trabajadores(as) con los valores medios de las características de su grupo, radicando el

problema en aquellos individuos que se alejan de la media del grupo.

En el terreno empírico, y dentro del ámbito de las relaciones laborales, la mayoría de las

investigaciones se han centrado en el análisis de la discriminación salarial, en la del acceso

al empleo y en la de la adquisición de capital humano. En ellas, los principales colectivos

desfavorecidos los constituyen mujeres y minorías étnicas. En este sentido, este trabajo se

pretende aportar evidencia robusta sobre la existencia de discriminación de género en la

obtención de un empleo de carácter indefinido en el mercado de trabajo español y, en su

caso, de los mecanismos a través de los cuales ésta se produce. Como se ha indicado

anteriormente, son diversos los trabajos que han aportado evidencia acerca de la existencia

de discriminación salarial según el tipo de contrato en España, mientras que no esta

cuestión no parece haber llamado la atención para el caso de los mercados de trabajo en

otras economías. Es posible que la ausencia de análisis exhaustivos en esos casos esté

estrechamente relacionada con el hecho de que la temporalidad no haya alcanzado en ellas

las cotas que ha padecido y padece el mercado de trabajo español. Por este motivo es en el

ámbito de las relaciones laborales españolas donde se circunscriben la práctica totalidad de

trabajos que analizan las causas y consecuencias de la contratación temporal (Jimeno y

Toharia, 1993; Bentolila y Dolado, 1994; De la Rica y Felgueroso, 1999; Davia y Hernanz,

2002; De la Rica, 2003; Guadalupe, 2003; Toharia et al, 2004).

La tasa de temporalidad española es con creces muy superior a la media europea.

Basándonos en la información aportada por Eurostat para el segundo trimestre de 2003,

constituye más del doble que la de la UE-15 y triplica la de países como Italia con un

modelo de relaciones laborales similar al español. Este abuso de la contratación temporal,

especialmente relevante para los(as) jóvenes, mujeres y trabajadores(as) con menor nivel

educativo, origina como externalidad más importante la actual “precariedad” laboral, de la

que se derivan no sólo inaceptables costes sociales sino una reducción de la eficiencia y

competitividad empresarial.

Siguiendo el reciente estudio de la temporalidad en el mercado de trabajo español de

Toharia et al (2004), podemos distinguir tres grandes fases en la evolución de la

contratación temporal en las últimas décadas. El primero ubicado entre el inicio de la

transición política y la aprobación de la reforma del Estatuto de los Trabajadores de 1984,

caracterizado por un ordenamiento jurídico que implantaba gradualmente la contratación

temporal como elemento estructural desvinculado del principio de causalidad. Una

segunda etapa datada entre 1984 y 1992 donde observamos una cierta estabilidad normativa

que ocasionó un incremento inusitado de la tasa de temporalidad, se pasó de un 10% de la

población asalariada a más del 30% de ésta. La tercera fase arranca con la reforma laboral

de 1992. En ella la tasa de temporalidad permanece prácticamente constante, a pesar de que

las diferentes reformas legislativas aprobadas (1992, 1994, 1997 y 2001) persiguieran

principalmente frenar la contratación temporal, teniendo su culminación en la recuperación

del principio de causalidad.

Si analizamos la temporalidad en función del sexo de los individuos, dado que es ésta

cuestión la que centra nuestro estudio, podemos reseñar cómo la diferencia entre hombres y

mujeres ha realizado en los últimos años lo que ha dado en denominarse como un “viaje de

ida y vuelta”. Así, mientras que en 1991 la desigualdad entre hombres y mujeres era de 9

puntos, coincidiendo con la etapa de crecimiento de la temporalidad en el mercado de

trabajo español, en 1998 ésta se redujo hasta situarse en un 2%, cuando la evolución de los

contratos temporales se hallaban en un periodo de estabilidad e, incluso, de leve reducción.

Esta diferencia vuelve a incrementarse en 2004, situándose la discrepancia de la tasa de

temporalidad entre hombres y mujeres en torno al 5%.

Por último, es importante destacar que el análisis que realizamos en este trabajo se basa en

información disponible para 1995, año especialmente atípico en la evolución de la

estabilidad laboral en España. Es en ese año cuando la tasa de temporalidad masculina

alcanza su punto álgido, en contraposición con la de las mujeres que se encontraban en un

proceso, iniciado alrededor de 1992, de progresiva consecución de estabilidad laboral. Dos

son las hipótesis que se apuntan en Toharia et al (2004) para dar explicación a la situación

femenina. La primera tiene que ver con la transformación o conversión a indefinido del

boom de la contratación de duración temporal soportado por las trabajadoras durante el

periodo 1987-1991. La segunda hace referencia a la concentración femenina en aquellas

ocupaciones más propensas a realizar contratación fija. Esta circunstancia es importante

para contextualizar los resultados obtenidos en apartados posteriores de nuestro trabajo.

3. Base de datos y descriptivo

La Encuesta de Estructura Salarial de 1995, EES’95 en adelante, publicada por el Instituto

Nacional de Estadística en 1997 y con una periodicidad, en principio, cuatrienal

proporciona de forma detallada e individualizada, para una muestra superior a 175.000

individuos, datos salariales así como un conjunto de variables que aproximan sus

características personales, las condiciones de trabajo y de la empresa donde prestan sus

servicios.

El ámbito geográfico de la EES’95 abarca todo el territorio del estado español, con datos

conjuntos para Ceuta y Melilla. Respecto a su ámbito poblacional recoge información para

trabajadores(as) por cuenta ajena dados de alta a 31 de octubre de 1995 en centros de

cotización con 10 o más empleados(as). El año 1995, considerado de forma conjunta, y el

mes de octubre, de forma específica, conforman un doble ámbito temporal de referencia de

la encuesta.

Sobre la muestra original facilitada por el INE se realizó una depuración a fin de eliminar

todos aquellos individuos que presentaban valores anómalos que podrían restar congruencia

al trabajo. Así se excluyeron las observaciones correspondientes a trabajadores(as) que

presentaban una jornada anual de cero horas, edad superior a 65 años, salarios netos

negativos, preceptores de pagos extraordinarios que constituyesen más de la mitad del

salario bruto anual, aquellos(as) cuyo salario hora anual y salario hora mensual referido al

mes de octubre difería en más de 3.500 pesetas y, por último, aquellos(as) trabajadores con

una cantidad inferior a 500 pesetas en su salario mensual correspondiente a octubre de

1995, en el pago del IRPF o a la seguridad social. La muestra final resultante la componen

un total de 128.828 individuos, 77,4% hombres y 22,6% mujeres.

Además de las variables proporcionadas directamente por la EES’95, se elaboraron algunas

adicionales. Así la inadecuación educativa se obtuvo como el desajuste entre la media de la

educación de los trabajadores en cada ocupación y el nivel educativo ostentado por cada

individuo, y la diferencia entre el salario percibido y el esperado a través de la estimación

de una ecuación minceriana simple donde se incluyeron el nivel de educación, la

experiencia, el cuadrado de ésta y el sexo del individuo.

Por lo que respecta al tipo de contrato, señalar que este puede adoptar dos categorías, según

si el contrato estipulado sea indefinido o temporal, incluyéndose en esta última categoría

tanto los contratos de duración determinada como los formativos que aparecen

desagregados en la EES’95. De los trabajadores(as) fijos(as) de la muestra, 94.774

individuos, el 78,77% son hombres frente a un 21,23% de mujeres. Paralelamente se

observa como la incidencia de la temporalidad para los hombres es prácticamente de 6

puntos porcentuales inferior a la padecida por las trabajadoras. Dicha diferencia resulta

significativa cuando efectuamos un contraste de igualdad de proporciones, como se muestra

en los resultados de la Tabla 1. Por tanto, la diferencia en la probabilidad bruta de acceso a

un contrato indefinido por razón de género resulta claramente significativa, lo que justifica

un análisis más detallado de la misma como el que efectuamos en este trabajo.

En la Tabla 2 se presenta un análisis descriptivo de las variables empleadas en el trabajo,

tanto para el total de trabajadores(as) como para los de uno y otro sexo. Como rasgos

generales destacar el nivel educativo de las mujeres, superior a un año al de los hombres, y

su menor antigüedad en la empresa. Los centros de trabajo con convenio colectivo de

ámbito de empresa en vigor emplean en mayor proporción a hombres, pero las mayores

diferencias por género las encontramos en la edad, ocupación y sector de actividad. Destaca

la participación femenina en el empleo juvenil, así el 37,2% de las trabajadoras están

comprendidas en un tramo de edad entre los 16 y 29 años frente a un 21,15% de los

hombres, sin embargo éstos son mayoritarios, aproximadamente 18 puntos, en el grupo de

mayor edad. La variable ocupación presenta diferencias significativas siguiendo un patrón

que podría adaptarse a la existencia de una segregación ocupacional por razón de género.

Así los trabajadores varones se concentran en los puestos de trabajo cualificados de los

diferentes sectores y como operadores de maquinaria fija o móvil, para el caso del empleo

femenino las ocupaciones predominantes son aquellas relacionadas con trabajos

administrativos, servicios de restauración y personales, así como dependientas de comercio

y asimilados. Destacar que si bien se aprecia igualdad para ambos sexos en aquellas

ocupaciones que requieren de una titulación universitaria de segundo y tercer ciclo, la

dirección y gerencia de las empresas parecía seguir vedada para las mujeres. Para finalizar,

y por lo que respecta a las ramas de actividad, las mujeres destacan por su concentración en

determinados sectores. Así por ejemplo casi el 43% de las trabajadoras prestan sus

servicios en la industria textil y de la confección, calzado y transporte. Por su parte, los

varones tienen una mayor representación en las ramas de minerales y productos no

metálicos, productos metálicos, en productos industriales diversos y en la construcción.

4. Metodología para la descomposición de las diferencias en la probabilidad de acceso

a contratación indefinida.

Para la constatación de la posible existencia de barreras en el acceso a la contratación

indefinida para las mujeres en el mercado de trabajo español, se han estimado las

probabilidades, mediante un modelo probit, de tener un contrato fijo para los dos colectivos

de interés, identificando como grupo discriminado a las mujeres y como grupo dominante

el constituido por los empleados varones. Aunque las diferencias en estas probabilidades

estimadas serían indicativas de la presencia de los citados obstáculos, no son suficientes

para confirmar la existencia de actitudes discriminatorias en el acceso a la estabilidad

laboral en contra de las mujeres. Para ello debemos detallar si éstas barreras son fruto de las

distintas características de los colectivos analizados, hombres o mujeres, o por el contrario,

derivan de la diferente repercusión de las mismas, siendo este último supuesto el único que

evidencia discriminación en el acceso a la contratación fija.

La metodología propuesta por Yun (2004) de descomposición de diferencias en la media

para el caso de modelos no lineales nos permite identificar las actitudes discriminatorias

hacia las mujeres en la contratación laboral. Este instrumento determina si ésta discrepancia

en la probabilidad de obtener un contrato indefinido es imputable a las diferencia en las

características entre hombres y mujeres o bien si ésta se explica a través de la desigualdad

en la tasa de rendimiento de las características señaladas. Esta distinción es primordial dado

que el primer supuesto atribuirá la diferencia en el acceso a la contratación indefinida a la

posesión por parte de los trabajadores varones de una serie de rasgos que le confieren una

mayor empleabilidad y/o competencias laborales que condicionan su estabilidad laboral.

Mientras, la segunda posibilidad acreditaría la presencia de una diferencia en la

probabilidad neta entre hombres y mujeres en la formalización de su relación laboral,

confirmándose la existencia de discriminación al posibilitarse que, ante igualdad de

características y capacidad productiva, las mujeres encuentren mayores obstáculos para

acceder a empleos fijos que los hombres. La descomposición en las medias nos permite no

sólo cuantificar estas diferencias, sino detallar qué tipo de características contribuyen en

mayor medida a las mismas. Para ello se han agrupado las variables determinantes de la

probabilidad de acceder a un contrato indefinido en cuatro grupos de características,

dependiendo de que estén relacionadas con las características personales, con las del puesto

de trabajo que desempeñan, con las de la empresa donde están empleados(as), y con la de la

Comunidad Autónoma donde se localiza la empresa.

El método generalizado de diferencias en el primer momento propuesto en Yun (2004) nos

proporciona una metodología válida para cualquier forma funcional que sintetiza la relación

entre la variable de interés, la probabilidad de acceso a la contratación indefinida, y sus

determinantes. De hecho, este procedimiento, generaliza la descomposición clásica de

Oaxaca-Blinder de 1973, haciendo de ésta un caso particular de la propuesta de Yun. Esta

parte de una forma general, recogida en la siguiente expresión:

El término de la izquierda de la igualdad corresponde a la diferencia en la media de la

probabilidad de tener contrato indefinido según el género. Esta diferencia puede explicarse

a través de dos términos, el primero a la derecha de la igualdad recoge el efecto atribuible a

las diferencias en las características entre ambos grupos, mientras que el segundo término a

la derecha de la igualdad cuantifica la discrepancia originada en la diferencia de

rendimientos de las características, alertándonos sobre la existencia de discriminación neta

entre colectivos, dado que permitimos que ante igualdad de características (XM) el impacto

[ ] [ ])()()()()(Pr)(Pr HMHMHMHHMH XXXXCFobCFob ββββ Φ−Φ+Φ−Φ=− (1)

de éstas sea distinto para cada grupo. En el caso de ausencia de discriminación ente término

será nulo siendo los coeficientes para las mujeres (ßM) iguales al de los hombres (ßH). Pero

a partir de esta especificación no podemos detallar la contribución de cada variable, o

conjunto de variables, en la diferencia de probabilidades. Para solventar esta cuestión y

obtener un mayor detalle de la diferencia total hemos de realizar una transformación de la

especificación general en dos etapas. La primera consistirá en evaluar la función en los

valores medios de los regresores, mientras que la segunda consistirá en la aplicación de la

expansión de Taylor. Como resultado se obtiene la expresión para la descomposición

generalizada en las medias:

donde iXP∆ y iP β∆ denotan, respectivamente, los pesos de las variables y de sus tasas de

retorno. Estos pesos nos permitirán obtener información del porcentaje de la diferencia

total en las probabilidades de acceso a un contrato fijo entre el colectivo masculino y

femenino ocasionado por la incidencia de las características personales, del puesto de

trabajo, de la empresa o de la comunidad autónoma, y la debida a las diferencias en el

impacto de estas en cada uno de los grupos.

5. Resultados

En este apartado se sintetizan los resultados obtenidos al realizar la descomposición de

Oaxaca-Yun para las diferencias en la probabilidad de acceso a un contrato indefinido entre

hombres y mujeres. Como se ha indicado en la sección 2, la estimación de los parámetros

asociados a los determinantes de dicha probabilidad para ambos sexos constituye el paso

previo a la descomposición. Para ello se ha especificado el siguiente modelo probit:

(2) [ ] [ ])()()()()()(11

MMHM

k

i

iHMHH

k

i

iXMH XXPXXPCFprobCFprob ββββ β Φ−Φ+Φ−Φ=− ∑∑

=∆

=∆

( )βΦ= X)CF(obPr (3)

donde Prob(CF) denota la probabilidad asociada a contrato indefinido, Φ la función de

distribución acumulada de la normal y X incluye las característica de los trabajadores (no

económicas y económicas), del puesto de trabajo, de la empresa e institucionales y β es el

vector de parámetros asociado a tales características.

La especificación en (3) ha sido estimada para la muestra total de trabajadores(as) y para

cada uno de los grupos de interés, hombres y mujeres. Los resultados se resumen en la

Tabla 3. Para el total de los(as) trabajadores(as), primera columna, se aprecia como en

conjunto todos los parámetros resultan significativos y contribuyen en gran medida a la

explicación de la dispersión en la probabilidad de obtención de un contrato indefinido entre

los distintos individuos en la muestra. En consonancia con la evidencia previa, obtenida a

partir de la información extraída de la EPA (Toharia et al, 2004), la probabilidad de

contrato indefinido es creciente con la edad de los(as) empleados(as) y con las

características económicas de los individuos, tales como la educación y la antigüedad.

También presenta una relación positiva con la diferencia salarial entre el salario real

percibido y aquél esperado por el individuo en función de sus particularidades. Por su parte,

respecto a los regresores que recogen información sobre el puesto de trabajo desempeñado,

destacar como las ocupaciones que requieren menor cualificación son aquellas que

presentan menor probabilidad de estabilidad laboral. Paralelamente, y haciendo referencia a

las características de la empresa, es significativa la dispersión en la probabilidad derivada

del sector de actividad.

Por lo que respecta a los resultados de la estimación del modelo para cada uno de los

géneros, la segunda y tercera columnas de la Tabla 3 presentan los resultados derivados de

la estimación del modelo para los dos colectivos citados. Las mayores diferencias en los

coeficientes estimados entre los(as) empleados(as) en función de su género están originadas

por variables como la ocupación, la edad, la comunidad autónoma y la antigüedad. Son

estas diferencias detectadas en los efectos entre ambos grupos las que sugieren que las

distintas probabilidades de acceso a contrato indefinido presentada por los dos colectivos de

interés podrían no ser exclusivamente originadas por los rasgos distintivos de éstos, sino

que podemos imputarle a los efectos asociados a las diversas variables una contribución en

la generación de la diferencia en probabilidad objeto de estudio.

La descomposición de Oaxaca-Yun nos permite, en primer lugar, cuantificar la

contribución atribuible a cada caso. Es decir, nos permite la desagregación de la diferencia

en probabilidades entre la ocasionada por las características los(as) trabadores(as) según su

género y las tasas de rendimiento de éstas. La Tabla 4 recopila de forma esquemática los

resultados obtenidos para el conjunto de los factores considerados. Se aprecia como de los

5,68 puntos porcentuales de diferencia en la probabilidad de contrato fijo, 4,32 son

atribuibles a diferencias en las características entre hombres y mujeres, mientras que 1,36

puntos son derivados de las discrepancias en los efectos de esas características. Es decir,

algo más de un 75% del diferencial de probabilidad entre hombres y mujeres es atribuible a

diferencias en las características, mientras que lo restante sería atribuible a diferencias en el

impacto de tales características. No obstante, y atendiendo a la definición de discriminación

dada en apartados anteriores, al porcentaje del efecto atribuible a las diferencias en los

parámetros habría que añadirle aquél ocasionado por las diferencias en las características no

económicas del(la) trabajador(a). De esta forma, casi el 30% de la diferencia en

probabilidades puede ser imputable a la existencia de comportamientos discriminatorios

contra las mujeres en el mercado laboral español en su consecución de la estabilidad

laboral, entendida ésta como la obtención de un contrato de duración indefinida.

Cabe matizar que del análisis detallado de la contribución de cada una de las características,

y de las variables que la componen, se desprende que la diferencia de probabilidades es en

su práctica totalidad ocasionada por divergencias en las características económicas, y más

concretamente por la antigüedad, al corresponderle a la experiencia en la empresa el 99%

de la diferencia atribuible a las características. Este hecho es especialmente significativo si

tenemos en cuenta que ésta es en esencia una variable de control, que se introduce en el

modelo con el objetivo de condicionar por la clara desigualdad existente en el tiempo de

permanencia en el puesto de trabajo entre individuos con contrato indefinido y con contrato

temporal. De hecho, si eliminamos el efecto asociado a la antigüedad, comprobamos como

prácticamente desaparecen las diferencias de género en la probabilidad de acceso a la

contratación indefinida2. No obstante, en ese caso la escasa discrepancia entre

probabilidades sería atribuible en su mayor parte a la existencia de discriminación.

6. Conclusiones Este trabajo ha aportado evidencia acerca de la desigualdad existente entre hombres y

mujeres en la probabilidad de obtención de un empleo estable mediante contratación

indefinida. Para el año 1995, y a partir de la información facilitada por la EES’95, se ha

mostrado como la diferencia de género en la proporción de trabajadores con contrato

indefinido es de alrededor de 5 puntos. Dicha diferencia es estadísticamente significativa y

coincidente con la información derivada de otras fuentes, como la EPA.

2 Esta circunstancia se confirma cuando se calcula la diferencia en las proporciones de contratos indefinidos entre hombres y mujeres exclusivamente con observaciones en la EES’95 correspondientes a trabajadores(as) con no más de 3 años de antigüedad. En ese caso, las probabilidad bruta es incluso ligeramente superior para las mujeres.

A fin de determinar la posible existencia de discriminación por razón de género se ha

analizado en profundidad dicha diferencia en las probabilidades de hombres y mujeres. Se

ha obtenido como alrededor de 1,5 puntos de los 5 totales pueden ser atribuidos a actitudes

discriminatorias hacia las mujeres trabajadoras, entendiendo la discriminación no sólo

como la debida a las diferencias en el impacto de las variables determinantes de la

probabilidad sino también a la originada por una característica no económicas como la edad

que, por sí misma, no está vinculada con la productividad y competitividad del individuo.

Estos resultados nos conducen a concluir que la mayor tasa de temporalidad soportada por

las trabajadoras en el mercado de trabajo español, en comparación con la de sus

compañeros, así como las externalidades negativas que se derivan de su abuso, no son

originadas por su condición de mujer sino por las características que éstas poseen o del

trabajo que desempeñan. El hecho de que en la estimaciones de probabilidades de contrato

indefinido las ocupaciones y sectores de actividad tengan una diferencia significativa para

hombres y mujeres nos podría indicar que, posiblemente, estemos ante un caso de

segregación ocupacional, tal y como postula el modelo de discriminación introducido por

Bergmann en 1974. Dicho análisis se encuentra en la agenda de nuestra investigación

futura.

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Tabla 1. Probabilidad bruta de acceso a contrato indefinido por género

Proporción de trabajadores indefinidos sobre el total de trabajadores: 0,7487 Proporción de trabajadoras indefinidas sobre el total de trabajadoras: 0,6911 Test de igualdad de proporciones (HO = Proporción indefinidos = Proporciónindefinidas = p )

3338,9985

p-value 0,0000

Tabla 2. Descriptivo de variables en el análisis

Total Hombres Mujeres Total Hombres Mujeres

Variables No Categóricas Variables Categóricas (media y desviación estándar) (expresadas en porcentaje) Educación 8,656 8,472 9,283 Sector de Actividad (3,71) (3,73) (3,57) P. Energéticos 0,035 0,040 0,017 Antigüedad 10,413 10,957 8,552 Min. Metálicos y siderometalurgia 0,006 0,007 0,001 (9,83) (10,07) (8,72) Minerales y P. no metálicos 0,059 0,069 0,024 Tamaño empresarial 178,290 174,787 190,289 P. Químicos 0,043 0,041 0,050 (641,03) (643,56) (632,14) P. Metálicos 0,130 0,146 0,077 Diferencia log. salarial 0,000 0,000 0,000 Mat. Transporte 0,035 0,041 0,015 (0,45) (0,45) (0,42) P. Alimentarios, bebidas, tabaco 0,069 0,066 0,079 Textil, cuero, calzado y vestido 0,062 0,040 0,135 Variables Categóricas Papel, impresión 0,041 0,042 0,038 (expresadas en porcentaje) P. Industriales diversos 0,093 0,103 0,060 Edad Construcción 0,075 0,092 0,019 16 - 19 0,010 0,008 0,014 Comercio 0,057 0,062 0,042 20 - 24 0,083 0,068 0,133 Transporte 0,172 0,137 0,291 25 -29 0,158 0,139 0,225 Crédito y Seguros 0,067 0,065 0,075 30-34Ø 0,162 0,157 0,179 Otras ventasØ 0,056 0,050 0,078 35-44 0,285 0,285 0,285 Tipo Convenio Colectivo 45 – 54 0,211 0,236 0,125 Empresa 0,234 0,246 0,191 55 – 65 0,092 0,107 0,038 Superior a empresaØ 0,767 0,754 0,809 Tipo de Contrato Tipo Propiedad C. indefinido 0,736 0,749 0,691 Privada 0,979 0,978 0,980 C. temporal 0,264 0,251 0,309 Participación PúblicaØ 0,021 0,022 0,020 Tipo de Ocupación Comuni dad Autónoma Dirección y GerenciaØ 0,041 0,048 0,014 Andalucía 0,090 0,095 0,073 Título 2º y 3er ciclo universitario 0,028 0,028 0,028 Aragón 0,049 0,049 0,046 Título 1er ciclo universitario 0,019 0,021 0,012 Asturias 0,034 0,036 0,026 Técnicos y administrativos 0,257 0,206 0,431 Baleares 0,030 0,028 0,036 Restauración, seguridad, dependientes 0,078 0,063 0,131 Canarias 0,047 0,048 0,046 Trabajadores cualificados 0,213 0,249 0,090 Cantabria 0,023 0,024 0,019 Operadores inst. industriales 0,245 0,271 0,158 Castilla y León 0,045 0,047 0,039 Trabajadores no cualificados 0,120 0,114 0,138 Castilla La Mancha 0,060 0,064 0,045 Tipo de Jornada Cataluña 0,161 0,151 0,195 Tiempo Completo 0,972 0,986 0,923 Comunidad Valenciana 0,088 0,088 0,090 Tiempo ParcialØ 0,028 0,014 0,077 Extremadura 0,020 0,021 0,015 Tipo de Mercado Galicia 0,060 0,061 0,058 Local, regional o nacional 0,887 0,889 0,880 Madrid 0,132 0,123 0,162 UE y mundial Ø 0,113 0,111 0,120 Murcia 0,034 0,036 0,029 Navarra 0,031 0,030 0,032 Euskadi 0,073 0,075 0,069 La Rioja 0,022 0,023 0,021 Ceuta y MelillaØ 0,002 0,002 0,001 Total individuos 128.828 99.716 29.112

Ø Denota la categoría base que configura al individuo de referencia en el análisis de regresión del apartado 5.

Tabla 3. Estimación del modelo probit de probabilidad de acceso a contrato indefinido TOTAL HOMBRES MUJERES

coeficiente sign. coeficiente sign. coeficiente sign. Constante -0,8608 *** -0,6730 *** -1,6863 *** Características del(la) trabajador(a) No económicas Edad 16 - 19 -0,3111 *** -0,2424 *** -0,3980 *** 20 - 24 -0,2908 *** -0,2381 *** -0,3435 *** 25 -29 -0,1555 *** -0,1469 *** -0,1489 *** 30 - 34 35 - 44 0,1541 *** 0,1535 *** 0,1632 *** 45 - 54 0,2913 *** 0,2914 *** 0,3113 *** 55 - 65 0,3636 *** 0,3386 *** 0,6007 *** Económicas Educación 0,0292 *** 0,0313 *** 0,0222 *** Antigüedad 0,5245 *** 0,5272 *** 0,5221 *** Diferencia salarial 0,3066 *** 0,3291 *** 0,2612 *** Características del Puesto de Trabajo Tipo de Ocupación Dirección y GerenciaØ Título 2º y 3º ciclo universitario -0,6122 *** -0,6099 *** -0,3793 *** Título 1º ciclo universitario -0,6836 *** -0,6393 *** -0,6846 *** Técnicos y administrativos -0,6143 *** -0,6182 *** -0,3257 ** Restauración, seguridad, dependientes -0,8670 *** -0,8572 *** -0,5993 *** Trabajadores cualificados -0,8426 *** -0,8746 *** -0,5282 *** Operadores inst. industriales -0,8176 *** -0,8390 *** -0,6517 *** Trabajadores no cualificados -0,9398 *** -0,9913 *** -0,6303 *** Tipo de Jornada Tiempo Completo 0,1123 *** 0,1742 *** 0,0427 Tiempo ParcialØ Características de la Empresa Tipo de Mercado Local, regional o nacional -0,0212 0,0042 -0,0847 ** UE y mundialØ Sector de Actividad P. Energéticos 0,2623 *** 0,2765 *** 0,2604 ** Min. Metálicos y siderometalurgia 0,5953 *** 0,6210 *** 0,2280 Minerales y P. no metálicos 0,1647 *** 0,1884 *** 0,2213 ** P. Químicos 0,4502 *** 0,4625 *** 0,4624 *** P. Metálicos 0,2272 *** 0,2664 *** 0,1318 ** Mat. Transporte 0,2172 *** 0,2460 *** 0,1267 P. Alimentarios, bebidas, tabaco 0,3126 *** 0,3718 *** 0,2003 *** Téxtil, cuero, calzado y vestido 0,2810 *** 0,3102 *** 0,2651 *** Papel, impresión 0,5147 *** 0,5932 *** 0,3368 *** P. Industriales diversos 0,3103 *** 0,3459 *** 0,2444 *** Construcción -0,3296 *** -0,3228 *** -0,0287 Comercio 0,2131 *** 0,2791 *** 0,0209 Transporte 0,3121 *** 0,3779 *** 0,2031 *** Crédito y Seguros 0,4907 *** 0,5638 *** 0,3905 *** Otras ventasØ Tipo Convenio Colectivo Empresa 0,1255 *** 0,1340 *** 0,0825 ** Superior a empresaØ Tipo Propiedad Privada -0,0840 -0,2345 *** 0,1456 Participación PúblicaØ Tamaño (entre 1.000) 0,0225 0,0350 0,0080

Tabla 3. Estimación del modelo probit de probabilidad de acceso a contrato indefinido (cont.)

TOTAL HOMBRES MUJERES

coeficiente sign. coeficiente sign. coeficiente sign. Características Institucionales Comunidad Autónoma Andalucia -0,3101 ** -0,4548 *** 0,1952 Aragón -0,1028 -0,2650 0,4575 Asturias -0,2363 -0,4100 ** 0,3735 Baleares 0,1241 -0,0298 0,6826 * Canarias -0,2452 -0,3760 ** 0,2374 Cantabria -0,1410 -0,2958 * 0,4039 Castilla y León -0,1168 -0,3241 * 0,6007 * Castilla La Mancha -0,1418 -0,3100 * 0,4604 Cataluña -0,0954 -0,2288 0,4209 Comunidad Valenciana -0,1731 -0,3413 ** 0,4115 Extremadura -0,1148 -0,2842 0,4933 Galicia -0,2983 * -0,4425 ** 0,2286 Madrid -0,0201 -0,1827 0,5447 Murcia -0,2533 -0,4413 ** 0,4103 Navarra 0,0107 -0,1330 0,5450 Euskadi -0,2191 -0,3162 * 0,1635 La Rioja 0,0768 -0,0495 0,5339 Ceuta y MelillaØ

Tamaño Muestral 128.828 99.716 29.112

Wald test (b=0) 25626,429 18976,948 6588,4243 p-value 0,000 0,000 0,000

R2 - Laitila '93 0,967 0,969 0,957

Ø Denota la categoría base que configura al individuo de referencia. ***, ** , * denota coeficiente significativo al 1%, 5% y al 10%, respectivamente.

Tabla 4. Descomposición de la diferencia en la probabilidad de acceso a contrato indefinido

Diferencia en la probabilidad de acceder a un contrato indefinido por género )()( MH CFprobCFprob − = 0,056874

Derivadas de las características

[ ])()(1

HMHH

k

i

iX XXP ββ Φ−Φ∑

=∆

Derivadas de los coeficientes

[ ])()(1

MMHM

k

i

i XXP βββ Φ−Φ∑=

∆

Diferencias en las variables Discriminación

Constante 0,10309 Características del(la) trabajador(a) 0,04586 0,01320

No económicas 0,00296 0,00015 Edad 0,00296 0,00015

Económicas 0,04290 0,01306

Educación -0,00088 0,00861 Antigüedad 0,04378 0,00445 Diferencia salarial 0,00000 0,00000

Características del puesto de trabajo -0,00029 -0,01572 Ocupación -0,00067 -0,02806 Jornada 0,00038 0,01234

Características de la empresa -0,00181 -0,01652

Mercado 0,00000 0,00796 Sector -0,00206 0,01187 Convenio Colectivo 0,00025 0,00100 Propiedad 0,00001 -0,03788 Tamaño -0,00002 0,00052

Características institucionales -0,00054 -0,07040

Comunidad Autónoma -0,00054 -0,07040

Total 0,04321 0,01366 Porcentaje 75,98% 24,02%