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Revista Mexicana de Ciencias Políticas y Sociales
Universidad Nacional Autónoma de México
Nueva Época, Año LX, núm. 223
enero-abril de 2015
pp. 287-316
ISSN-0185-1918
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Licenciado en Sociología por la Universidad Federal de Minas Gerais y maestro en Sociología con especialización
en Administración Pública en la misma institución. Estudiante de doctorado en Sociología en la Universidad Federal
de Río de Janeiro (Brasil). Profesor del Departamento de Historia en la Universidad Federal de Ouro Preto. Sus líneas
de investigación son: desigualdades sociales, teoría sociológica y teoría política. Correo electrónico: alan.freitas@
ufrj.br
1
La investigación que nutrió a este trabajo cuenta con financiamiento del Consejo Nacional de Desarrollo Cien-
tífico y Tecnológico y del Consejo de Perfeccionamiento de Personal de Nivel Superior.
La desigualdad salarial de género medida por regresión cuantílica:
el impacto del capital humano, cultural y social
Gender Wage Inequality Measured Using Quantile Regression:
Te Impact of Human, Cultural and Social Capital
Alan Araújo Freitas
1
Recibido el 14 de septiembre de 2014
Aceptado el 1 de octubre de 2014
RESUMEN
La desigualdad salarial media entre hombres
y mujeres es un fenómeno conocido por la li-
teratura nacional e internacional. Sin embargo,
la desigualdad salarial de género en la distribu-
ción del ingreso es menos conocida en Brasil.
El objetivo central de este estudio es medir
la desigualdad de ingresos de los individuos
en el mercado de trabajo, a partir de algunas
condicionantes visibles a lo largo de la curva
de distribución de los salarios entre hombres
y mujeres: el capital humano, la integración
en el trabajo, el capital social, el capital cultural
y el estado civil. Las siguientes preguntas guían el
estudio: ¿En qué medida un mayor nivel edu-
cativo alcanzado por las mujeres fue capaz de
reducir la brecha salarial por género? ¿Es po-
sible argumentar que a medida que avanzamos
en la estructura salarial, la diferencia entre los
ABSTRACT
±e average wage gap between men and women
is a well-known fact in Brazilian and interna-
tional literature. However, gender based wage
inequality in income distribution is less known.
±e main goal of this work is to evaluate in-
come inequality of individuals who are in the
labor market based on some conditioning
factors which are visible along the wage distri-
bution curve between men and women, namely:
human capital, integration into work, social
capital, cultural capital and marital status. ±e
following questions guide the study: To what
extent women’s higher education level can re-
duce the gender wage gap? Is it possible to argue
that as we advance in the wage structure, sexual
differences tend to increase? To answer these
questions we used data from the Instituto do
Milênio, 2008. ±e results showed that as long as
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sexos tiende a aumentar? Para responder a las
preguntas planteadas, se utilizó el banco de da-
tos del Instituto Milenio 2008. Los resultados
mostraron que mantenidos los atributos inter-
vinientes constantes, las mujeres ganaban en
promedio 54% del salario de los hombres. Esta
desigualdad salarial de género es prácticamente
la misma desde hace cincuenta años, estimada
entonces en 60%. El último percentil del ingreso
salarial mostró una mayor desigualdad de géne-
ro. En el percentil 99, el salario de las mujeres es
44% del que reciben los hombres.
Palabras clave:
desigualdad salarial; género,
regresión cuantílica; capital humano; capital
cultural; capital social.
the involved elements are maintained constant,
women earned on average 54% of men’s wages.
Tis gender wage inequality has been practically
the same for the last fiFy years, as it was then
estimated at 60%. Te last percentile of wage in-
come showed greater gender inequality. At the
99th wage percentile, women earn 44% of what
is earned by men.
Keywords:
inequality; wage gap; gender; quan-
tile regression; human capital; cultural capital;
social capital.
Introducción
En los Estados Unidos, entre 1970 y 1990, la diferencia salarial entre hombres y mujeres
disminuyó debido al aumento de los niveles educativos y las leyes antidiscriminatorias
(Diprete y Buchmann, 2006). En palabras de estos autores, la segregación ocupacional
declinó principalmente hacia finales de los años 1990. Los índices de empleo e ingreso
entre las mujeres aumentaron de forma significativa en las últimas décadas, aunque no
hay una convergencia en lo que se refiere a las posibles explicaciones de la tendencia.
Abordajes economicistas atribuyeron el aumento relativo del empleo y de los salarios
pagados a las mujeres al control de la natalidad
2
y al crecimiento del empleo en el sec-
tor de servicios,
3
así como por la disminución de los índices de empleo y de los salarios
pagados a los hombres.
Otros investigadores enfatizaron que explicar el aumento del empleo y del ingreso de las
mujeres por la caída de los salarios pagados a los hombres es problemático, ya que durante
la mayor parte del siglo los aumentos de las tasas de empleo e ingreso femenino ocurrieron
2
1
Un hecho sustancial que explica el incremento del acceso de la mujer al mercado de trabajo se refiere al control de
la natalidad. Véase: Correl, Bernard y Paik (2007)
.
3
Parte de esta reciente mano de obra femenina que accedió al mercado de trabajo fue ubicada en el sector de servicios
o terciario. Las profesiones más concurridas y con mejores beneficios todavía tienen predominio masculino.
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simultáneamente al aumento de los salarios masculinos (England, 2005).
4
El problema y el
tratamiento para la comprensión de los diferenciales salariales de género
5
fueron presenta-
dos en trabajos anteriores. El presente trabajo da un paso más en la medida que posibilita
ver el problema de manera ampliada.
En general, los estudios sobre diferenciales de ingresos se centraron en la desigualdad
salarial media entre los individuos. Por otro lado, el diferencial a lo largo de la curva de
distribución salarial fue inexplorado o explorado de manera limitada por la literatura. San-
tos y Ribeiro (2009) usaron regresiones cuantílicas y análisis contrafactuales para modelar
la asociación del salario con el capital humano. Sin embargo, no consideraron el capital
cultural, el capital social y la ocupación como fuentes potenciales de variación de los re-
tornos salariales por sexo.
Autores brasileños como Tomás Xavier y Dulci (2005) estudiaron el retorno de estos ca-
pitales en la diferencia salarial y concluyeron que existe una asociación entre los capitales
simbólicos (cultura legítima, reconocimiento social y escolaridad) y el ingreso recibido a
fin de mes. Esta línea nos pareció interesante de modo que terminó por sugerirnos la im-
portancia de desarrollar una investigación del efecto del género en los ingresos salariales,
a la vez que el análisis conjunto mostró la existencia de una estructura salarial idéntica.
El objetivo central de este trabajo es medir las desigualdades salariales de las personas
insertas en el mercado de trabajo, a partir de algunos condicionantes observables a lo largo
de la curva de distribución salarial entre hombres y mujeres: el capital humano, la inserción
ocupacional, el capital social, el capital cultural y el estado civil. Las siguientes preguntas
guían el estudio: ¿hasta qué punto el aumento de la escolaridad de las mujeres fue capaz
de reducir la brecha salarial por género? ¿Es posible afirmar que a la medida que se avanza
en la estructura salarial, la diferencia entre los sexos tiende a aumentar? Para responder a
estas preguntas se utilizó el banco de datos del Instituto del Milenio de 2008.
Este artículo, en primer lugar, indica cuáles son las partes de la distribución del ingreso
que son responsables de la mayor desigualdad salarial de género. Muestra la asociación de
las variables independientes utilizadas en el estudio con el salario recibido, así como su va-
riación en la brecha salarial por género.
Así, se podrá observar, por ejemplo, si la brecha salarial por género es mayor en el pri-
mer o en el último decil de ingresos y, si tiende a aumentar o disminuir con el nivel de la
escolaridad femenina y con otros factores que influyen en los ingresos salariales. En se-
gundo lugar, conoceremos la sensibilidad de los ingresos salariales masculinos y femeninos
4
England (2005) sugiere que es necesario diferenciar el aumento de los ingresos de los individuos que son motivados
por factores estructurales
-
como los que ocurren en períodos de prosperidad
-
de otros factores explicativos. Es
necesario diferenciar la ganancia salarial teniendo como base la comparación de hombres y mujeres y aislar otros
factores que puedan influenciar en el aumento de los ingresos.
5
Véase: Barros, Carvalho, Franco y Mendonça (2006); Hoffman y Leone (2004); Leme y Wanjman (2009) y Baptista (1998).
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en relación con diferentes cantidades de capital humano acumulado y en diferentes partes
de la curva de ingresos. Esta contribución, en particular, es importante para dialogar con
las políticas públicas involucradas en el aumento de la escolaridad como salida para la re-
ducción de la brecha salarial sexual.
El artículo muestra si el retorno monetario de mujeres y hombres ricos (o pobres) in-
sertos en ocupaciones similares y con condiciones conyugales análogas responde de la
misma manera a una cierta cantidad acumulada de escolaridad, experiencia, capital cultu-
ral y social. El banco de datos del Instituto del Milenio es particularmente adecuado para
este propósito, ya que mide la historia escolar de los entrevistados sobre la muestra de los
ricos, garantizando que la representatividad de esta clase social en el referido banco sea
mayor que en otros bancos de datos producidos por el Instituto Brasileño de Geografía y
Estadística (±²³´) (ex. PNAD, Censo, PPV).
El trabajo se compone de los siguientes apartados: de inicio se describe la brecha sala-
rial por género, la teoría del capital humano, el contrapunto de la propuesta analítica de
µierre Bourdieu y algunas nociones de capital cultural. ¶espués, se presenta la contribu-
ción de Lester Turow respecto a la segmentación del mercado y el entrenamiento en las
empresas y, finalmente, la influencia del capital social.
La brecha salarial por género
Uno de los principales determinantes de la desigualdad salarial en Brasil está relacionado
con las disparidades educacionales entre los que conforman la fuerza de trabajo (Barros y
Mendonça, 1996). ¶e esta manera, parte de la brecha salarial por género debe ser explicada
por los diferenciales productivos de la población (escolaridad y experiencia), mientras que
la otra parte se debe a factores discriminatorios. Estos autores diferencian la discriminación
en dos formas distintas. ¶iscriminación aparente y discriminación propiamente dicha. En
la primera forma no existe el control de las variables intervinientes. En la segunda se rea-
liza este control, cuyo residuo es atribuido a la discriminación propiamente dicha y a otros
factores no observables o no medibles.
En las últimas décadas existieron cambios significativos en la composición del mercado
de trabajo, principalmente en lo que se refiere a la disminución de la brecha salarial por
género. Los datos recabados muestran además, que entre principios de la década de 1950
y finales de la década de 1970, la razón del rendimiento femenino con relación al mascu-
lino se mantuvo alrededor del 0.60, lo que significa que, en promedio, las mujeres ganaban
60% del salario recibido por los hombres, manteniendo constante todas las otras variables
intervinientes (Leme y Wajnman, 1999). Goldin (1990) verifica por medio de un análisis
histórico que durante décadas, pero aún antes de los años cincuenta, la brecha salarial era
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inestable pero se mantenía por debajo del nivel observado (60%). En su opinión, el ingreso
vertiginoso de las mujeres en la fuerza de trabajo, la reducción de la segregación ocupacio-
nal por sexo, además de la inserción de éstas en ocupaciones que exigen nivel superior de
estudios, generó que emergiera la discriminación salarial.
El diferencial salarial por sexo, con énfasis en el componente atribuido a la discrimi-
nación, fue estudiado por Camargo y Serrano (1983). En este trabajo, fueron estimadas
ecuaciones de salarios para hombres y mujeres en el sector de la industria que incluyeron,
además de los años de estudio, variables de mercado tales como el tamaño del estable-
cimiento, la intensidad de capital en el sector y la proporción de trabajadores en cargos
administrativos. Se concluyó que los procesos de determinación de salarios de hombres y
mujeres son bastante distintos. La escolaridad influenciaría más a las mujeres mientras que,
para los hombres, las variables relacionadas al mercado de trabajo serían más importan-
tes. Haciendo uso de datos de la
Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílio
entre 1981 y
1989 (Encuesta Nacional por Muestra de Hogares, P±AD por sus siglas en portugués), Ba-
rros, Carvalho, Franco y Mendonça (2006) estimaron la magnitud del diferencial salarial
en 50% promedio de ventaja para los hombres. ²or medio de un ejercicio de descompo-
sición,
6
estos mismos autores mostraron la importancia reducida de los componentes de
productividad y segregación ocupacional,
vis-à-vis
al componente de la discriminación. ³
su vez, desde el punto de vista temporal, señalaron que no hubo una reducción sustancial
de esta brecha durante el período analizado.
Otro autor que emprendió esfuerzos en esta dirección fue Baptista (1998), que utilizó
datos de la P±AD de 1996. En este estudio, Baptista demostró que efectivamente existían di-
ferencias salariales de género, con ventaja para los hombres en relación con las mujeres. En
un análisis del estado civil, identificó un deterioro todavía mayor para las mujeres casadas
en relación con las solteras. El impacto del componente de “discriminación” es significativo
al punto de anular las ventajas de las mujeres en lo que refiere a capital humano (Baptista,
1998). Kassouf (1998), con datos de la P±AD de 1989, también estimó los componentes
de la desigualdad salarial por sexo, teniendo como base los coeficientes de ecuaciones de
rendimientos obtenidas de un modelo de corrección de la selectividad muestral. Sus resul-
tados también sostienen la importancia de la discriminación para la comprensión de los
diferenciales salariales por género. Existe un consenso por parte de los investigadores del
área según el cual la discriminación es clave para la comprensión de la diferencia residual
de los salarios en una comparación por sexos (Leme y Wajnman, 1999).
6
Véase: descomposición contrafactual en Barros (1994).
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La importancia del capital humano para la productividad y el aumento salarial
A partir de los años sesenta, con la formalización de la teoría del capital humano llevada a
cabo por Becker, empezaron a acumularse evidencias empíricas en diversos países y en di-
ferentes etapas de desarrollo, en relación con la aportación no elemental de la educación
a las diferencias de ingresos observada (Langoni, 1973). La desigualdad de ingresos es ge-
nerada por el mercado de trabajo a partir de la heterogeneidad de la fuerza de trabajo en
relación con el nivel educativo, la ocupación, la edad, el sexo, el sector de actividad y la
zona de residencia. El capital humano descrito por Schultz, se divide entre escolaridad, ex-
periencia y salud.
Schultz (1961), Becker (1965) y Mincer (1958) fueron los primeros autores en ocuparse
por comprender la “tasa de retorno” de la escolarización. Según estos teóricos, parte de la
diferenciación socioeconómica podría ser disminuida por la meritocracia educativa, te-
niendo en cuenta que el acceso a la educación representó un insumo fundamental para
los actores sociales y, en cierta medida, estuvo asociado con una mayor productividad,
por lo que proporcionaría un aumento salarial. Schultz (1961) propuso que las habilida-
des adquiridas por medio de la educación formal e informal, como son la escolaridad del
individuo, su experiencia y salud, tendrían un papel fundamental en la determinación
del progreso económico. Los gastos en capital humano favorecen al crecimiento econó-
mico y son extremadamente importantes para explicar el incremento de las posibilidades
reales de los trabajadores de obtener ingresos más elevados. Las propias habilidades de
nacimiento, tales como los conocimientos adquiridos por los individuos a lo largo de sus
vidas, fueron considerados una forma de capital. Las personas que invierten en capital hu-
mano de manera efectiva con la intención de ampliar sus reservas de capital educacional
disciplinar, amplían de modo positivo las posibilidades de lograr mayores retornos futu-
ros (Schultz, 1961).
Los individuos más escolarizados tenderían a ser más disciplinados y productivos, por
lo que recibirían mejores salarios. La estructura de salarios e ingresos sería, de esta manera,
influenciada por la inversión en educación y salud, así como por el capital social de los in-
dividuos, ejemplificada por sus posibilidades de conseguir un buen trabajo, sumados a los
gastos en materia de migración y salud, factores que también contribuirían para el aumento
salarial. Siguiendo con este paradigma, las inversiones en capital humano contribuirían a la
equiparación de la distribución de los ingresos. La proposición de Schultz (1961) fue que esta
distribución, por medio de la ampliación de la inversión en capital humano, sería más efi-
ciente en el sentido de mejorar el bienestar de las capas menos privilegiadas de la población
en detrimento de otras políticas sociales, como las políticas de transferencia de ingresos o
de redistribución de la propiedad privada.
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El contrapunto de Pierre Bourdieu (el abordaje del capital cultural)
Otro paradigma, desarrollado principalmente por Pierre Bourdieu (1975), defiende una
posición distinta en relación con el abordaje del capital humano. Lo que se llamó capital
cultural se refiere, en realidad, a una serie de características adquiridas o heredadas de los
padres, como la escolaridad, el contacto con los libros y con la “cultura legítima” de las so-
ciedades, lo que hace que algunos individuos tengan un mejor desempeño escolar por haber
heredado de sus padres esta forma de capital. El ingreso familiar influye directamente sobre
el capital cultural ya que, generalmente, individuos con mayor capital económico tienden a
invertir en capital humano y cultural.
Ahora bien, Bourdieu plantea que la educación formal fue utilizada justamente para
mantener las disparidades sociales. La meritocracia propuesta por la teoría del capital
humano sería inviable desde esta perspectiva, en la medida que el sistema educacio-
nal distribuye a los individuos de forma diferenciada. Para esta teoría, características
adscritas como raza/color, clase y género poseerían gran poder explicativo sobre las di-
ferencias sociales existentes entre los individuos. Los teóricos de la reproducción, al
contrario de los del capital humano, no son entusiastas de lo que se dice respecto al po-
der de la escolaridad sobre la disminución de los deferenciales de ingresos entre grupos
sociales distintos.
Es posible afirmar que la decisión de estudiar está, en gran medida, influenciada por el
análisis que hacen los individuos para determinar si los beneficios del estudio exceden sus
costos. A partir de la lógica del actor racional, es coherente pensar que las mujeres tienden a
estudiar más que los hombres por el hecho de que éstas se encuentran desfavorecidas en el
mercado de trabajo. Desde esta perspectiva, la inversión en capital humano constituiría un
intento por mitigar las diferencias sociales preexistentes, sesgo que se acerca al de los teó-
ricos del capital humano (Becker, 1961 y Schultz, 1965).
Este enfoque asume que las desigualdades sociales podrían ser disminuidas con la es-
colarización de las clases menos privilegiadas, teniendo en cuenta que la educación estaría
asociada con mejores rendimientos. No obstante, la limitación de este tipo de abordaje se
debe a que no proporciona una respuesta satisfactoria al aumento de la escolarización de
las mujeres seguido por el mantenimiento de la brecha salarial de género. Para Bourdieu
(1975), la educación es también una forma de promover la equidad social siempre que no
existan desigualdades previas tan marcadas entre clases, etnias y géneros. De acuerdo con
este enfoque, en Francia la educación escolar privilegió a los hombres en detrimento de las
mujeres, por lo menos hasta el último cuarto del siglo pasado.
La familia y la escuela cumplieron roles de segregación entre hombres y mujeres. Un
ejemplo emblemático de esta visión es la idea de la vocación ocupacional: “las mujeres no
son aptas para las ciencias duras”. Este es uno de los ideales más vendidos en casi todas las
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sociedades del mundo. Bourdieu (1975) complejiza esta discusión al describir su concepto
de
habitus
, según el cual los individuos se inclinan durante su socialización, de forma in-
consciente, para ocupar determinados roles en el espacio social.
Desde esta perspectiva, la educación formal escolar estaría lejos de ser “neutral”, en el sen-
tido en que lo emplean los funcionalistas y teóricos del capital humano. La principal idea de
la teoría de la reproducción de las desigualdades escolares y de rendimientos es que los in-
dividuos poseen de antemano, capitales económicos, sociales y simbólicos diferenciados
que corroboran la diferenciación adscrita entre pobres y ricos, negros y blancos, mujeres y
hombres. Tales capitales tendrían además un importante potencial explicativo del diferen-
cial de las oportunidades y rendimientos entre los grupos sociales.
En la teoría del capital social (
background cultural
), se busca visualizar cómo esa esfera
de los bienes simbólicos y de las prácticas culturales reproduce y legitima las relaciones de
clase entre individuos de diferentes características. Por lo tanto, empíricamente, el
back-
ground
familiar podría ser medido a partir de la escolaridad de los padres, especialmente
de la madre, así como por otros medios como el campo cultural “legítimo”, la “cultura”
adquirida por la socialización familiar, por la “habituación” de los gustos y las prácticas cul-
turales, por el aprendizaje de la lengua, las matemáticas, las ciencias, música y las artes. Si
bien Pierre Bourdieu nos dice que el capital humano no determina el ingreso salarial, por
los motivos anteriormente expuestos, ±urow (1974) afirma algo parecido, pero haciendo
uso de otros argumentos que veremos a continuación.
La segmentación del mercado y el entrenamiento en las empresas
Podemos citar a ±urow como uno de los principales exponentes de la discusión respecto
a los factores que condicionan o influencian las diferencias de oportunidades e ingresos
entre agentes sociales. El autor afirma que algunas de las desigualdades sociales contem-
poráneas, especialmente en lo que a educación e ingresos se refiere, perdurarían no por el
hecho de que la educación sea diferente según la clase, el color y el género de las personas,
sino por el hecho de que los ingresos están determinados por la naturaleza del trabajo, por
las distintas características de los individuos y por aquello que denominó las “filas de es-
pera” del mercado.
±urow (1974) evidenció a mediados de la década de los años 70 que la educación –yendo
en contra de lo que sostienen gran parte de los funcionalistas y los teóricos del capital hu-
mano– no está necesariamente vinculada con el aumento de los ingresos. En el trabajo
titulado
Education and Economy Equality
, contrapuso la teoría del capital humano al afir-
mar que la educación en los Estados Unidos, en el período que va desde 1950 a 1970,
aumentó considerablemente pese a que los ingresos medios hayan disminuido. El autor
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sugiere que la educación no es el único determinante de los ingresos, pues también sería
producto de una serie de factores imbricados en una realidad compleja, tales como: 1) las
características sociohistóricas del empleo; 2) la naturaleza del progreso técnico generado
por ciertos tipos de puestos de trabajo en determinadas proporciones; 3) lo que denominó
“la sociología de la determinación de los salarios”, ejemplificada por los sindicatos y por
la tradiciones de diferencias salariales y, por último; 4) por la distribución de los costos de
formación entre los trabajadores y los empleadores que pueden influir en el salario que
se asocia a cada puesto de trabajo. Los empleos que poseen un historial de ingresos más
elevados tienden a mantenerse de esta forma. Asimismo, la articulación y el poder de los
sindicatos y los consejos responsables de los derechos de las categorías profesionales, tales
como la oferta y la demanda de mano de obra por área, son factores fundamentales para
la determinación de los ingresos.
Divergiendo del enfoque económico neoclásico, Turow (1974) afirmó que la edu-
cación no causaría necesariamente el desarrollo económico y que los empleados con
más escolaridad no serían necesariamente más productivos. ±eniendo en cuenta que la
educación se distribuye de forma relativamente igualitaria, lo que diferenciaría a los in-
dividuos sería el entrenamiento recibido en las empresas. Lo que él llama “certificados
de
entrenabilidad
”.
En el último cuarto del siglo pasado hubo una equiparación en la educación superior y
una menor igualdad de ingresos en los Estados Unidos. Este argumento va en contra de la
tesis que sostiene que niveles más elevados de escolaridad necesariamente mejoran la vida
de los individuos. Lo que se ha demostrado es que las personas no adquieren habilidades
importantes para el mercado únicamente por medio de la educación formal. Los indivi-
duos serían primeramente reclutados y luego entrenados por la propia empresa para llevar
a cabo funciones específicas.
A pesar de que la educación puede afectar la forma de la “fila de espera de trabajo”, eso
no significa necesariamente que pueda alterar la distribución real de los ingresos. Esta sería
una función no sólo de la fila de trabajo, sino también de la distribución de las oportuni-
dades de empleo. Un grupo de trabajadores “idénticos” (en lo que refiere a sus potenciales
costos de capacitación) podría asignarse a través de una distribución relativamente desigual
de oportunidades de empleo debido a las fallas de mercado.
Como resultado, la distribución del ingreso estaría determinada por la distribución
de las oportunidades de trabajo y no por la distribución de la fila de trabajo, que sólo de-
termina el orden de acceso y su distribución para oportunidades de empleo, pero no los
ingresos obtenidos por los trabajadores. La forma de la distribución de la mano de obra y,
por lo tanto, de la distribución del ingreso por medio del cual los trabajadores serán distri-
buidos se rige por la combinación entre la calificación profesional y la calidad de la oferta
de puestos de trabajo compatibles.
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La influencia del capital social
Entre los principales teóricos del capital social se encuentran Bourdieu (1986), Coleman
(1988) y Putnam (1993). El primero es el único que analiza el capital social de modo no
necesariamente contributivo para el individuo, sino que, en cierta medida, puede ser con-
siderado perjudicial. Bourdieu (1986) muestra que el capital social sería utilizado para
mantener a los individuos en sus clases de origen impidiendo, de esta manera, la movilidad
social ascendente. El principal problema que alude el autor se relaciona con los mecanis-
mos sociales reproductores de las desigualdades sociales.
Coleman (1988), por otro lado, entiende el capital social de una manera distinta que la
de Bourdieu (1986). Para este autor, el capital social serviría como un factor capaz de re-
solver problemas planteados por la dinámica colectiva. A partir de la teoría de la elección
racional, Coleman sostuvo que las relaciones sociales podrían ser vistas como activos para
los individuos bajo la forma de capital social. De acuerdo con sus argumentos, los capitales
humano y cultural sólo serían efectivos en la medida en que el capital social proporcionara
el vínculo necesario para el logro de estos capitales. Desde este enfoque, de nada serviría
que los individuos tuvieran educación, “cultura legítima” y experiencia, sin tener las redes
y los contactos necesarios para aprovechar la eficacia de los capitales humano y cultural,
tales como el aumento de la empleabilidad, del salario recibido y las posibilidad de promo-
ción. En palabras de Coleman, el capital social familiar, por ejemplo, establece el contexto
en el cual el capital económico y el capital cultural de los padres son convertidos en condi-
ciones más o menos favorables para la socialización de los niños y por lo tanto funcionan
como un filtro para los otros capitales.
Putnam (1993) es reconocido como el autor que operacionalizó empíricamente el con-
cepto de capital social, describiéndolo a partir de las características de la organización social,
como las leyes, las normas, la confianza y las redes de contacto (personal y familiar). En
teoría, la idea central de Putnam (1993) es que las normas que aseguran la confianza en-
tre los individuos son creadas en la medida que proporcionan la reducción de los costes
de las transacciones económicas y sociales, facilitando la cooperación entre los individuos.
En una dirección similar Neves, Helal y Fernandes (2007) operacionalizan el capital so-
cial a partir de variables empíricas que indican la participación de los individuos en grupos
y asociaciones. Estos autores afirman que la participación en grupos, asociaciones y orga-
nizaciones polarizan de manera positiva las posibilidades de conseguir un empleo y ser
promovido en él. En nuestro caso específico, se busca identificar la asociación entre la per-
tenencia a sindicatos y sociedades profesionales y el salario recibido a fin de mes.
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SALARIAL
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GÉNERO
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Objetivos
El primer objetivo es identificar los rangos de ingresos dentro de los cuales la desigualdad
salarial entre hombres y mujeres es mayor. Parte de este primer objetivo es investigar los
diferenciales cuantílicos de rendimiento por género, con control sobre la inserción ocu-
pacional. El segundo objetivo es medir e identificar los rangos de ingresos en los cuales el
retorno del capital humano y otros atributos es más evidente. Se medirán los diferenciales
de retorno de capital humano de hombres y mujeres en diferentes sectores de la distribu-
ción del ingreso. Más concretamente, el objetivo principal de esta investigación es medir la
desigualdad de ingresos entre hombres y mujeres insertos en el mercado de trabajo a par-
tir de dos condicionantes: 1) el capital humano, teniendo en cuenta el alcance y el retorno
educativo de las mujeres
vis-à-vis
el de los hombres en diferentes niveles de ingresos; 2) los
capitales cultural y social, como el estado civil y la inserción ocupacional. El debate al que
se hace referencia aquí es extenso, principalmente en las disciplinas de economía y demo-
grafía. En sociología, esta discusión no está siendo explorada en la manera aquí propuesta:
buscamos describir las diferencias y/o similitudes existentes entre hombres y mujeres que
reciben diferentes ingresos, teniendo en cuenta tanto factores de inserción en el mercado
de trabajo que le son asignadas, así como las características de producción. Vale la pena
mencionar que no tomaremos en cuenta otras formas de ingresos tales como: renta por
alquileres, dividendos, fondos de pensión, acciones y unidades, que son, también, indica-
dores de riqueza. Partimos del supuesto de que el salario es una forma clara y objetiva de
mostrar con cierta legitimidad las diferencias básicas de ingresos entre hombres y mujeres.
Además de corresponder a más de 80% de todos los ingresos, el salario por hora puede ser
fácilmente operacionalizado de manera empírica. Las siguientes preguntas guiarán la in-
vestigación: ¿hasta qué punto una mayor educación de las mujeres fue capaz de reducir la
brecha salarial de género? ¿El retorno salarial del capital humano es homogéneo para mu-
jeres y hombres, controlando ciertos atributos (escolaridad, edad/experiencia, ocupación
y estado civil)? ¿Es posible afirmar que a medida que se avanza en la estructura salarial la
diferencia sexual tiende a aumentar? Las preguntas de investigación están fundamentadas
en la teoría del capital humano propuesta por Schultz (1961) pero, además, serán discuti-
dos el papel del capital social y cultural.
Metodología
Para analizar las diferencias salariales de género serán utilizadas regresiones cuantílicas
que muestran la distribución salarial de manera pormenorizada, además de regresiones
por Mínimos Cuadrados Ordinarios (±²³). Estas últimas permiten el cálculo del beta
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estandarizado al mismo tiempo que la regresión cuantílica permite asociaciones entre
variables y covariables en diferentes cuantiles. Además, serán utilizados gráficos que
contienen las razones entre los ingresos de hombres y mujeres, tanto con control como
sin control de covariables. También se hará uso de ecuaciones de salarios basadas en la
ecuación descrita por Jacob Mincer (1958). El análisis contrafactual lo utilizaremos con
el objetivo de evaluar la brecha salarial, manteniendo constantes las variables de control.
Las regresiones que miden la asociación entre las variaciones en X-Y serán modeladas
de la siguiente manera:
Y= Ingreso Salarial: variable dependiente o respuesta; construida a partir del lo-
garitmo natural
7
del salario/hora, donde se considera como salario todo ingreso
derivado del trabajo.
X= Variables independientes o covariables: serán establecidas comparaciones de in-
gresos entre los siguientes grupos:
X
1
= Sexo: Hombre-0 y Mujer-1 (
dummy)
;
8
X
2
= Raza: Blancos-0 e No Blancos-1 (
dummy
);
X
3
= Escolaridad y escolaridad al cuadrado; Variable Independiente Continua; 0 a 15 años
de estudio.
X
4
= Edad y edad al cuadrado:
9
medida de forma continua por edad del individuo;
X
5
= Macrorregiones de Brasil (Noreste/Sureste). Variables binarias: 1-Sureste 0-Caso Con-
trario; 1-Noreste 0-Caso Contrario;
X
6
= Capital cultural o
background
de las familias: medido a partir de la escolarización de
los padres.
X
7
= Capital social o redes de contactos: medido por la participación y/o asociación a sin-
dicatos y asociaciones de clase;
X
8
= Ocupación: variable(s) independiente(s) binaria(s) (1-Empleado Sector Privado, 0-Caso
contrario; 1-Empleado Sector Público, 0-Caso contrario; 1-No remunerado, 0- Caso con-
trario; 1-Cuenta Propia, 0- Caso contrario; 1- Empleador, 0 - Caso contrario).
7
Por no poseer una distribución normal, el salario hora es transformado en una función logarítmica. Con esta
corrección es posible obtener los porcentuales de los coeficientes estimados en las regresiones multivariadas. El salario
es ponderado por el número de horas trabajadas para tener en cuenta la diferenciación de carga horaria trabajada por
hombres y mujeres.
8
Término técnico para variable binaria o dicotómica.
9
Término cuadrático que indica si el efecto marginal de la variable independiente sobre la dependiente es creciente
o decreciente.
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SALARIAL
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GÉNERO
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Modelos utilizados: ecuación minceriana
Uno de los modelos utilizados en este trabajo se fundamenta en la ecuación minceriana uti-
lizada para la estimación de coeficientes (
β
) de retorno de escolaridad, experiencia, gastos
en migración y salud. Se utiliza este modelo econométrico para estudiar la relación exis-
tente entre capital humano y los ingresos. Los estudios de Mincer (1958) fueron el marco
inicial para una serie de análisis que midieron el impacto de los años de escolaridad en los
salarios de los individuos. Según este modelo, la relación del capital humano con los ingre-
sos está dada por la siguiente relación:
ln (Y) =(
β
0 +
β
1
X
i
+ β
2
X
ii
+…+ε)
(1)
Donde,
ln
(
Y
) – logaritmo natural del salario horario estimado de hombres y mujeres, que participan
en el mercado de trabajo, donde
Y
es el salario recibido por el individuo que es influen-
ciado, por ejemplo, por la educación (X
i
), la experiencia (X
ii
) y otros factores no observables.
β mide el efecto de la educación sobre el salario, manteniendo todos los otros factores fi-
jos (
ceteris paribus
).
β
ii=
mide el efecto de la experiencia sobre el salario, manteniendo todos los otros factores fijos.
є = componente residual aleatorio.
Modelo de regresión cuantílica
Una consecuencia del método de Mínimos Cuadrados Ordinarios (±²³) consiste en par-
ticularizar los coeficientes estimados para las secciones específicas de la distribución de la
variable dependiente. La técnica de regresión cuantílica (R²) fue utilizada para modelar
la asociación entre los rendimientos horarios, el sexo y el capital humano. Las regresiones
cuantílicas son más apropiadas que los ±²³, teniendo en cuenta que los últimos resultados
reportados por Budig y Hodges (2010) confirman la asociación entre diferentes covaria-
bles y los ingresos, ubicados en diferentes partes de la distribución de la renta relativa.
Las regresiones cuantílicas permiten la medición de las asociaciones entre variables es-
pecíficas y variables independientes y cuantiles específicos de la distribución de ingreso
(variable dependiente). En su forma lineal, se puede expresar la regresión cuantílica de
manera robusta aún frente a valores extremos y que no asumen ninguna distribución pre-
via para el término de error, a diferencia del método de ±²³ que asume que el error tiene
una distribución normal. La formalización, estimación e implementación de regresiones
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cuantílicas también fue descrita por Koenker y Basset (1978 y 2001), Cade y Noon (2003),
Arias, Yamada y Terejina (2004) y Machado y Mata (2005). La formulación matemática
de esta forma de regresión lineal puede ser descrita por:
Q Y (τ|X) =
β
0
(τ)
+
β
1
(τ) X
i
+
...+ β
n
(τ) X
n
)
(3). Donde: τ ε [0,1] indica el cuantil y su parámetro correspondiente (τ); β
0
es el intercepto de la regresión específica de cada cuantil; X1.
..n representa un conjunto
de características individuales, incluyendo sexo y capital humano. En la ecuación (3), la
interpretación de los coeficientes β
1
...n es igual a la de otros modelos lineales: ellos repre-
sentan el cambio en la variable respuesta resultante de un cambio unitario en la variable
explicativa, manteniendo constante el valor de las demás covariables del modelo. La dife-
rencia crucial es que el efecto se define ahora para cuantiles específicos. Por ejemplo, para
τ = 0,5,
QY
(0,5|X) es el percentil 50 (o mediana) de la distribución de Y condicional a los
valores de X (Cade y Noon, 2003).
Resultados
El apartado que sigue señala las estadísticas descriptivas de nuestra muestra de estudio. Vale
aclarar que las variables independientes a las cuales nos referimos fueron elegidas teniendo
en cuenta su alto grado de asociación con la variable dependiente: salario/hora. Este análi-
sis se realizó sobre la base de la revisión bibliográfica de estudios previos relacionados con
el tema. Las elecciones de las covariables se dieron a partir de la importancia teórica de las
mismas y por una prueba de hipótesis para la exclusión de variables.
La escolaridad dejó de ser una privación de las mujeres a tal punto que sobrepasaron a
los hombres (England, 2005; Diprete y Buchman, 2006). El rango de escolaridad con porcen-
tual más elevado de individuos es el nivel básico de enseñanza completa, al que le siguen los
niveles medio y superior, con una ventaja femenina en los dos niveles de escolaridad más ele-
vados. El único nivel de enseñanza con predominio masculino es el nivel básico. Otros estudios
muestran que la escolaridad de la madre posee un impacto marginal sobre la escolaridad del
hijo y el nivel de ingreso que tendrá en el futuro (Bourdieu, 1986 y Fernandes, 2005). Las ma-
dres de los hombres están en promedio más escolarizadas que las madres de las mujeres de
la misma muestra.
La segmentación ocupacional y el entrenamiento recibido en las empresas son tan im-
portantes en la determinación salarial como el capital humano y cultural (±urow, 1974).
En cuanto a la ocupación de los hombres, el mayor porcentaje de individuos declaró tra-
bajar por “cuenta propia” (41%). Una explicación de este elevado porcentaje se debe a la
amplitud de esta categoría y el número de profesiones y ocupaciones que el término puede
abarcar. La otra ocupación con alto porcentaje de individuos es “empleado formal del sector
privado” (37%). Las ocupaciones con menores porcentajes fueron “trabajador no remune-
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SALARIAL
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GÉNERO
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rado” (0.2% hombres y 1.1% mujeres). Otra ocupación con poca representatividad en la
muestra fue “empleador” (3.3% entre los hombres y 1.8% entre las mujeres).
Otros autores sugieren que el estado civil también está asociado con la diferenciación en el
mercado de trabajo entre hombres y mujeres (Polacheck y Siebert, 1994). Estos autores tam-
bién se refieren a la diferenciación de la percepción de profesiones a seguir en el futuro y la
intermitencia en el mercado de trabajo por parte de las mujeres –en gran parte explicada por
el matrimonio, los hijos y los trabajos de atención a la familia
-
. En
Occupational and Wage
Discrimination
, los autores describen las diferencias entre casados (con cónyuge presente y au-
sente) y hombres y mujeres solteros. Se verificó una clara ventaja para los hombres en todos
los estados civiles, con una supremacía de los casados y una desventaja para las casadas. Para
los solteros, no hubo diferencia significativa en la participación en el mercado de trabajo. En
nuestro estudio, vimos que los casados o los que viven junto con el cónyuge poseen la partici-
pación más elevada en la muestra, 83% de hombres y 60% de mujeres. El estado civil de menor
representatividad fue el de hombres viudos, 3.6%. El porcentaje de mujeres viudas (16%) es
cuatro veces mayor que el de viudos, sobre todo debido a la prematura mortalidad masculina.
El capital social, medido por la participación en asociaciones y colegios profesionales,
se mostró significativo para las posibilidades de obtener un cargo gerencial (Neves, Helal
y Fernandes, 2007). De la misma manera, como se verá en las regresiones estimadas en la
presente investigación, está asociado positivamente al logaritmo del salario/hora.
Evolución histórica del diferencial de salarios
En lo que respecta a la evolución del diferencial salarial por género en Brasil (en el período
correspondiente entre el 1992 y el 2002) tomando en cuenta los microdatos del I±G² (³´µ³)
(“series históricas y estadísticas”), puede observarse que la mayor diferencia fue registrada
en 1995 y los menores diferenciales salariales entre hombres y mujeres fueron identifica-
dos en 1992 y 2002. Las diferencias salariales variaron de R$ 300 a R$440.
Los números que se utilizan a seguir no poseen controles estadísticos inferenciales ya
que se tratan de estadísticas descriptivas. En promedio, los individuos ganan R$1.108,27,
el desvío estándar es de R$2.577,69, y los valores máximo y mínimo son respectivamente
R$86.000 y ¶$3,00 al mes. Los hombres declararon tener ingresos salariales de R$1.349,85,
con un desvío estándar de R $3.093,23, con mínimo de R$3,00 y R$86.000 de máximo. En
el mismo período, el salario promedio recibido por las mujeres fue de R$809,89, con desvío
estándar de R$1.695,58, un mínimo de R$5,00 y máximo de R$30.000. La tabla 1 presenta la
distribución salarial real y por hora de las personas entrevistadas, por sexo y percentil. Con
el análisis de la razón de los rendimientos salariales de hombres y mujeres, sin los controles
del salario por hora y sin el control de las variables utilizadas en el estudio, hay una mayor
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ventaja de los hombres en los percentiles menores que la mediana. El diferencial de género
fue menor en el primero y en el último percentil.
Los estudios que analizan la brecha salarial de género, en general, hacen un desglose sa-
larial por el número de horas trabajadas en el mes. Este control se lleva a cabo teniendo en
cuenta que hombres suelen participar más del mercado de trabajo y poseen más horas tra-
bajadas en un mes. Los hombres trabajaron, en promedio, 8 horas por semana, mientras
que las mujeres trabajaron 6 horas en el mismo lapso de tiempo. El desvío estándar mascu-
lino fue de 6,2 horas y el femenino de 3,7 horas trabajadas por día, con 4.182 observaciones.
Tabla 1
Distribución percentílica salarial mensual, Brasil, 2008
Salario
Razón salarial
Percentil
Media
Hombre
Mujer
Diferencia %
1%
15
20
15
25%
5%
50
70
35
50%
10%
100
150
75
50%
25%
320
415
250
40%
50%
580
700
460
35%
75%
1.000
1.200
750
38%
90%
2.000
2.400
1.500
37%
95%
3.000
3.600
2.500
31%
99%
8.000
9.000
5.500
39%
Fuente:
Instituto del Milenio (2008).
En el gráfico 1 se ve una situación diferente a la de la tabla 1, ya que a partir del control por
hora/trabajo se verificó que el mayor diferencial se ubica en el percentil 99. El gráfico 1 fue
construido a partir de la división del salario/hora masculino por el salario/hora femenino.
Los valores del eje Y son los valores encontrados, considerando que su multiplicación por
cien representa el valor porcentual de la diferencia salarial por género. El eje (X) repre-
senta los percentiles salariales. En el último percentil de rendimiento salarial, los hombres
tuvieron salarios/hora con valor de R$200, mientras las mujeres tuvieron, en el último per-
centil, un salario hora de R$$98,00. En el percentil 95 los hombres ganaron R$50,00 por hora,
mientras que las mujeres ganaron R$33,00. En la mediana, estos valores quedaron entre
R$4,09 y R$2,8 para hombres y mujeres, respectivamente. La media fue de R$14,14 (mas-
culino) y R$8,74 (femenino).
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Gráfco 1
Razón salarial de género a partir del salario/hora, Brasil, 2008
Fuente:
Instituto del Milenio (2008).
Con respecto a la escolaridad, el gráfico 2 (b) muestra que el retorno salarial de la educa-
ción es mayor para los hombres en todos los niveles de educación. Puede observarse que
el ingreso salarial se incrementa a medida que aumenta la escolaridad, tal como fue an-
ticipado por la teoría del capital humano. Los hombres con nivel superior de escolaridad
recibieron, en promedio, ±$3.346,12 al tiempo que las mujeres con el mismo nivel de esco-
laridad ganaron, en promedio, ±$2.120,14. En el nivel medio de enseñanza se observa un
ingreso de ±$1.381,66 y ±$733,83 para hombres y mujeres, respectivamente. En el nivel bá-
sico existe una distribución media salarial de ±$728,82 para los hombres y ±$397,12 para
las mujeres. De acuerdo con Fernandes (2001), la escolaridad de la madre (entendida como
medida de capital cultural) mostró una distribución en relación con el ingreso salarial re-
cibido. En el gráfico 2 (c), se observa la distribución salarial entre los género a partir de la
escolaridad de la madre. Los hijos de madres con nivel superior fueron aquellos que obtu-
vieron los salarios más elevados. En una comparación por género se vio que los hombres
(hijos de mujeres con escolaridad superior) ganaron ±$2.846,64. Los salarios de las muje-
res (hijas de madres con la misma escolaridad) fueron de ±$2.084,84. Para las madres con
nivel de escolaridad medio el diferencial de género fue más elevado. Mientras que los hijos
de madres con nivel medio ganaron ±$2.309,53, las hijas de madres con el mismo nivel de
escolaridad ganaron, en promedio, ±$1.288,05.
0
0.2
0.4
0.6
0.8
1
1.2
1
5
10
25
50
75
90
95
99
Diferencia del salario/hora
Percentiles
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Gráfco 2
Retorno Salarial del capital humano, años de edad, Brasil, 2008
Fuente
: Instituto del Milenio (2008).
-.
5
0
.5
1
1.5
2
2.5
3
Log. de ingreso/hora
10
20
30
40
50
60
15
25
35
45
55
65
Edad
Hombre
Mujer
.
5
1
1.5
2
2.5
3
Log. de ingreso/hora
0
5
10
15
Escolaridad de la madre
Hombre
Mujer
.5
1
1.5
2
2.5
3
3.5
4
Log. de ingreso/hora
0
5
10
15
Años de estudio
Hombre
Mujer
(a)
(b)
(c)
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El rendimiento salarial medido por el capital social
Otro factor interviniente es el capital social, medido por la afiliación a sindicatos y aso-
ciaciones profesionales. Los estudios muestran que el capital social tiene una correlación
positiva con el ingreso, considerando que las personas afiliadas ganan, en promedio, más
que los no afiliados (Neves, Helal y Fernandes, 2007). El salario de los miembros y asocia-
dos es de R$1.836,00 y el de los no asociados de R$1.024,00. Para las mujeres asociadas este
monto fue de R$1.326,00 y de las no asociadas de R$599,00, o sea, las mujeres que son afi-
liadas a sindicatos y/o asociaciones profesionales ganan más que el doble de aquellas que
no lo son. El gráfico 3 se refiere a la razón por sexo del rendimiento horario por tipo de
vinculación con sindicatos y asociaciones profesionales. Los individuos asociados a sus ca-
tegorías de clase poseen los salarios más altos, mientras que aquellos que no lo son reciben
salarios inferiores. En el caso de las mujeres, los salarios son más bajos en cualquier condi-
ción de capital social, principalmente entre aquellas que se encuentran en la condición de
afiliadas a otras asociaciones.
Gráfco 3
±azón entre los salarios horarios según el capital social y el percentil de ingreso,
Brasil, 2008
Fuente:
Instituto del Milenio (2008). ±eferencias:
Sind cat
: sindicalizado en la misma categoría pro-
fesional;
Sind out cat
: sindicalizado en otra categoría profesional;
Minha assoc
: asociado en la misma
categoría profesional;
Out assoc
: asociado en otra categoría profesional;
Nao assoc
: no sindicalizado
ni asociado.
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Análisis inferenciales
Regresiones lineales destinadas para la media (MCO)
Las regresiones multivariadas por mínimos cuadrados ordinarios (MCO) son utilizadas en
este trabajo para la comparación de sus coeficientes con los coeficientes de las regresiones
cuantílicas. ±tro motivo para su utilización es que regresiones por MCO permiten el cálculo
de betas estandarizados, además de ser un método más sencillo y didáctico. Las siguientes
regresiones contenidas en la tabla 2 fueron estimadas en dos momentos, hombres y mu-
jeres por separado. La inclusión de las variables (escolaridad, edad, edad² escolaridad de la
madre, servidor público, casados
10
y participación en asociaciones) fue simultánea. En un
segundo momento, calculamos los diferenciales de los coeficientes y los coeficientes estan-
darizados betas.
Tabla 2
Regresiones multivariables por MCO
Log del
Ingreso/
Hora
Coefcientes
DiFerencial
P>|t|
Hombre Mujer
Beta Estandarizado
DiFerencial
Desvío
Patrón
Hombre
Mujer
Hombre
Mujer
Escolaridad
0,094
0,085
0,009
0.000
0.000
0,341
0,331
0,011
Edad
0,081
0,004
0,077
0.000
0.000
0,703
0,060
0,643
Edad²
-0,001
-0,001
-0,002
0.000
0.000
-0,626
0,109
-0,735
Escolaridad
de la madre
0,017
0,019
-0,002
0.027
0.009
0,057
0,063
-0,006
Asociado
-0,061
0,114
-0,175
0.274
0.004
0,024
0,041
-0,017
Negros
-0,152
-0,188
-0,340
0.001
0.000
-0,066
-0,084
-0,015
Funcionario
Público
-0,029
0,014
-0,015
0.050
0.012
0,041
0,067
-0,026
Empleador
0,557
0,226
0,331
0.000
0.000
0,235
0,115
0,120
Soltero
0,028
0,193
-0,165
0.827
0.016
0,007
0,064
-0,057
10
Las variables de capital social y estado civil no fueron significativas para los hombres (p > 0.05). De la misma
manera, la prueba de |t| para las casadas excedió el nivel de significación de (α) 0,05
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Log del
Ingreso/
Hora
Coefcientes
DiFerencial
P>|t|
Hombre Mujer
Beta Estandarizado
DiFerencial
Desvío
Patrón
Hombre
Mujer
Hombre
Mujer
Constante
-1,172
-0,142
R² 
0,166
0,186
 
 
 
 
 
 
N
= 4.182
2.140
2.042
 
±uente:
Instituto del Milenio (2008).
La prueba de la hipótesis nula
H
0:
βanest =/< 0
contra la hipótesis alternativa H
1:
βanest>0,
de
que el capital humano no tiene efecto en el salario recibido a fin de mes, se mostró poco per-
tinente considerando que los coeficientes de correlación entre escolaridad y salario fueron, en
promedio, de 9%. De esta manera, descartamos la hipótesis nula de la no asociación entre años
de estudio y salario recibido, y aceptamos la hipótesis alternativa de asociación entre esco-
laridad y salario/hora, con un intervalo de confianza de 95%.
Los R² encontrados muestran una asociación media de 17% entre el logaritmo del sala-
rio/hora y todas las variables de control utilizadas. Por ejemplo, para los hombres el R² fue
de 0,166 y para las mujeres de 0,186. Lo que quiere decir que las variables independientes
o de control utilizadas, explican una variación de 16% y 18% en el ingreso salarial. La es-
colarización no nos muestra un diferencial sustantivo entre hombres y mujeres tal como
lo hizo, por ejemplo, la experiencia. De acuerdo con la tabla 3, los hombres tuvieron 9% de
incremento salarial para cada año más de escolarización. Para las mujeres este valor está
próximo a 8%. Para la experiencia, se verifica un diferencial más elevado que el diferencial
atribuido a escolaridad, siendo 7% en los coeficientes no estandarizados o 0,643 desvíos pa-
trón en los betas estandarizados, con ventaja para los hombres. Se puede afirmar que para
cada año más de experiencia en el mercado de trabajo hay un incremento porcentual en el
salario de los hombres de 8% y para las mujeres este valor es inferior a 1%. Con ello, queda
claro que la experiencia tiene gran relevancia para la explicación de las diferencias salaria-
les de género. El capital cultural, medido por la escolaridad de la madre, no señaló diferencia
significativa entre hombres y mujeres a partir de los coeficientes estimados por ±³O. Se veri-
ficó una mayor asociación entre la escolaridad de la madre con el logaritmo del salario/hora
de las mujeres. La escolaridad de las madres influenció más los salarios de sus hijas que de
sus hijos. Con relación al capital social, medido por la afiliación a sindicatos y asociaciones,
(continuación)
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hay un mayor coeficiente entre salario y pertenencia a estas asociaciones para las muje-
res, lo que quiere decir que ser asociado, para los hombres, no hace tanta diferencia como
para las mujeres. En efecto, las mujeres que están afiliadas a sindicatos y/o asociaciones ga-
nan más que el doble que aquellas que no lo son. Respecto a la variable ocupación, esta fue
descompuesta en variables dicotómicas “funcionario público” y “empleador” por las cuales
se verificó una baja asociación entre ser funcionario público y el logaritmo del salario por
hora. Hubo un diferencial de género de 1% a favor de las mujeres. La variable “empleador”
mostró alta asociación con el logaritmo del salario por hora, además de ser un diferencial
de 33% a favor de los hombres.
Los valores previstos (de estimación por la media)
El análisis de los valores medios previstos fue establecido para la muestra de hombres y
mujeres a partir de la siguiente simulación: las variables continuas, como educación, edad
y educación de la madre fueron mantenidas a partir de su valor medio. Para las variables
categóricas se atribuyó el valor (1) para las respuestas de interés. Los valores previstos en-
contrados con y sin la corrección muestral de Heckman fueron 1,49 para los hombres y
1,05 para las mujeres.
Figura 1
Valores previstos (media)
1,49
1,05
1,28
0,82
La razón entre ellos fue 1.547, lo que demuestra que las mujeres, mantenidas algunas va-
riables intervinientes constantes ganaron 55% del salario de los hombres. El diferencial
previsto, a partir del modelo de selectividad de Heckman, fue de 1,28/0,82 = 1.584. Con la
aplicación de este modelo las mujeres ganaron, en media, 58% del salario de los hombres
controlado por las variables de capital humano (Escolaridad = 7 y Edad = 42), capital so-
cial (Participación en asociaciones y entidades de clase), escolarización de la madre (=3) y
si es funcionario público =1, casados = 1.
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Regresiones cuantílicas
La utilización de regresiones por cuantiles permite medir las asociaciones de las variables inde-
pendientes con la variable respuesta (Logaritmo natural del salario/hora) a partir de cuantiles
específicos de la distribución de ingresos. Podemos comparar modelos estimados a partir de
MCO y regresiones cuantílicas. La tabla 3 fue construida a partir de regresiones cuantílicas simul-
táneas, estimadas para Brasil. El eje vertical indica los coeficientes de las covariables incluidas
en el modelo. ±ada figura representa el retorno salarial para cada variable independiente, la
escolaridad y a otros factores productivos en los cuantiles estimados.
El retorno de la escolaridad es equitativo entre hombres y mujeres. ±oncentrándonos en
los intervalos de confianza, se percibe que no hay diferencia estadística para el retorno salarial
de los años de estudio. Se puede decir que, en ambos modelos, el diferencial salarial explicado
por los años de estudios no es el principal factor de las diferencias salariales de género. La ex-
periencia medida por la edad del individuo, por ejemplo, fue una covariable que apareció de
manera significativa en las regresiones. La edad tiende a beneficiar más a los hombres que a las
mujeres, en todos los rangos salariales. Por ejemplo, en el modelo de MCO fue verificada una
diferencia de 7% en el salario recibido, con ventaja para los hombres. En el modelo de regre-
sión cuantílica la asociación entre el logaritmo del salario por hora y la experiencia aumenta
en los cuantiles más elevados. En el cuantil 99, por ejemplo, este valor llega a 16% de asocia-
ción para los hombres mientras que para las mujeres este valor es de 10% en el mismo cuantil.
Algunos estudios (Fernandes, 2001) controlaron el retorno salarial a partir de la escolaridad
de la madre y/o del padre como punto principal del análisis. La característica cultural de las fa-
milias se asocia a ingresos más elevados, pues el ambiente de socialización puede contribuir
al aprendizaje y el desarrollo de los individuos. La tabla 3 indica que no existe diferencia
significativa en el análisis por género. Sin embargo, la escolaridad de la madre tiene mayor
asociación con los coeficientes estimados de las mujeres que de los hombres.
Respecto al capital social, teniendo como variable
proxy
la declaración de participación
en sindicatos y asociaciones, tanto los hombres como las mujeres que pertenecen a en al-
guna institución ganan mayores salarios que aquellos que declararon la no participación. En
la tabla 3 la asociación entre salarios altos y participación disminuye en los últimos cuan-
tiles salariales. De la misma manera que en el modelo de MCO, el capital social medido por
la pertenencia a asociaciones, demuestra una mayor asociación con el logaritmo del sala-
rio/hora recibido por las mujeres en todos los cuantiles de la distribución de salarios. ²tra
variable analizada en la regresión fue la de estado civil del individuo entrevistado, teniendo
en cuenta que la tabla 3 ilustra las categorías de soltero (a) y casado (a). Los coeficientes
calculados no fueron estadísticamente significativos al punto de que sea posible inferir la
existencia de asociación entre la variable respuesta y el estado civil del individuo. La prueba
estadística de
t
no representó relevancia.
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En el modelo de regresión cuantílica se utiliza la ocupación “funcionario del sector pú-
blico”. Tratándose de la naturaleza y de los principios de los cargos y funciones públicos,
partimos del supuesto de que en el servicio público no hay gran diferencia salarial. Como
se preveía, no hubo diferencias significativas en los coeficientes betas de las regresiones de
M±O y en las cuantílicas. La ocupación “empleador” indicó una alta asociación con el loga-
ritmo del salario/hora, principalmente para los hombres. Este diferencial de sexo aumenta en
los cuantiles salariales más elevados, con una diferencia todavía mayor en el último cuantil.
Tabla 3
Regresiones cuantílicas (coeficientes estimados)
Logaritmo del salario/hora
Cuantiles
Q 25
Q 50
Q 75
Q 90
Q 99
Escolaridad
0,067
0,082
0,092
0,068
0,094
Edad
0,044
0,051
0,079
0,126
0,146
Edad²
-0,004
-0,004
-0,007
-0,001
-0,001
Escolaridad de la madre
0,013
0,012
0,008
0,02
-0,026
Asociado
-0,111
-0,102
0,052
0,474
0,469
Solteros
0,044
-0,002
-0,153
0,076
0,819
Casados
0,004
0,007
-0,116
-0,266
0,296
Funcionario Público
0,115
0,178
0,023
-0,093
-1,467
Empleador
0,406
0,878
1,004
0,925
1,031
Negros
-0,189
-0,189
-0,174
-0,208
0,032
Constante
-0,513
-0,423
-0,525
-0,798
-0,09
N=4.182
Logaritmo do salario/hora
Cuantiles
Q 25
Q 50
Q 75
Q 90
Q 99
Escolaridad
0,064
0,073
0,097
0,111
0,074
Edad
0,005
0,028
-0,003
0,011
0,092
Edad²
-0,001
-0,001
-0,003
-0,001
-0,001
Escolaridad de la madre
0,017
0,017
0,026
0,025
-0,019
Logaritmo do salario/hora
Cuantiles
Q 25
Q 50
Q 75
Q 90
Q 99
Solteras
0,133
0,059
0,127
0,291
-0,132
Casadas
0,09
-0,016
-0,062
0,125
-0,32
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Logaritmo do salario/hora
Cuantiles
Q 25
Q 50
Q 75
Q 90
Q 99
Funcionaria Pública
0,187
0,171
-0,064
-0,437
-1,579
Empleadora
0,257
0,52
0,669
0,531
-0,614
Negras
-0,194
-0,155
-0,153
-0,007
-0,306
Constante
-0,154
-0,236
0,39
-0,066
2,315
N=4.182
Los valores previstos (estimación por cuantiles)
Se utilizarán los valores previstos para igualar hombres y mujeres de manera que, mantenidas
las características escolaridad, edad, ocupación, capital cultural y capital social constantes,
se obtenga el diferencial de sexo a partir de cuantiles específicos. Como los valores están
en forma logarítmica, fueron calculados los valores de los coeficientes estimados y después
retirados de sus exponenciales para llegar al valor porcentual de la diferencia salarial contro-
lada. Dado por:
Exp (β
i
X
ih
i
X
im
),
donde el exponencial de la razón del Beta de los Hombres
(h) por el Beta de las Mujeres (m) multiplicado por 100, estima el valor porcentual del sala-
rio de los hombres en relación con el de las mujeres, con los controles realizados.
En el gráfico 4, se observa la razón de los rendimientos previstos entre hombres y mu-
jeres. Este gráfico muestra un diferencial mayor en el último percentil de rendimiento,
donde los hombres ganaron 56% más que las mujeres. En los percentiles 95, 90, 75 y en
la mediana estos valores fueron alrededor de 48%. Los percentiles con menores desigual-
dades fueron el primero y el quinto, en los cuales las razones de rendimientos de sexo
quedaron entre 0,43 y 0,47, respectivamente. O sea, los hombres ganaron en estos cuan-
tiles 43% y 47% más que las mujeres. En términos monetarios,
11
mantenidos fijos los
atributos educación, edad, capital cultural (escolaridad de la madre), capital social y fun-
cionario público; las mujeres ganaron, en media, R$610,00 menos que los hombres. Este
valor estimado fue de R $832,37 en el último cuantil.
Ceteris paribus,
las mujeres ganaron
en el cuantil 25, R$534,55 menos que lo hombres. El valor diferencial en el cuantil 50 fue
de menos R $627,00, en el cuantil 75 menos R$597,03, en el cuantil 90 menos R$657,21
y en el cuantil 95 menos R$755,00.
11
Se calcularon los valores monetarios a partir de los valores previstos encontrados sin la división del salario por el
número de horas trabajadas y sin la forma logarítmica.
(continuación)
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Gráfco 4
Razón de rendimiento por género en los percentiles
Fuente:
Instituto del Milenio (2008).
Conclusión
En trabajos anteriores se llevaron a cabo investigaciones sobre los diferenciales salariales de
género. En el presente artículo se dio un paso más en tanto que posibilitó ver el problema más
allá de la distribución salarial promedio, a partir de la regresión por cuantiles. Su principal con-
tribución, es ampliar la comprensión de los diferenciales salariales relacionados con el género,
mostrando toda la distribución salarial, a partir de los controles de covariables relacionadas
con los capitales humano, cultural y social, del control de la ocupación del empleador y el es-
tado civil. Exploramos los siguientes puntos: la creciente entrada de las mujeres en el mercado
de trabajo brasileño en los últimos treinta años, los problemas y brechas provenientes de esta
inserción, así como los factores asociados con los diferenciales de género.
En lo que se refiere a la brecha salarial entre hombres y mujeres, se verificó que ésta es una
constante en Brasil, aunque la porción del diferencial vinculado con la escolaridad haya dis-
minuido. Como muestran los resultados empíricos, mantenidos los atributos intervinientes
constantes, las mujeres ganaron en el año 2008 55% del salario de los hombres. El percen-
til de ingreso salarial cuya desigualdad de género es más evidente fue el más elevado (99),
lo que nos lleva a concluir que el desafío actual es disminuir el efecto
glass ceiling
o “Techo
0.3
0.4
0.5
0.6
1
5
10
25
50
75
90
95
99
Valores previstos
Percentiles
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de cristal”, que minimiza las posibilidades de que las mujeres lleguen a niveles salariales
más elevados. Vale reconocer que los valores encontrados sufren influencia de covariables
omitidas en el modelo. Por ello, no es posible afirmar que el hecho de que las mujeres ga-
nen 55% del ingreso de los hombres sea resultado de la discriminación propiamente dicha.
También se observó que el retorno vinculado con la escolaridad fue homogéneo para
hombres y mujeres. O sea, no hubo diferencia estadística entre los coeficientes de asocia-
ción entre escolaridad y salario para hombres y mujeres. Respecto a la pregunta inicial “si
el aumento de la escolaridad de las mujeres fue capaz de disminuir la brecha salarial de
género”, podemos afirmar que la diferencia salarial de género no puede ser atribuida a la
escolaridad. No obstante, la experiencia ha demostrado que este elemento es importante
para la comprensión del diferencial salarial de género. Además, podemos decir que existe
una diferencia sustancial entre los empleadores y las empleadoras, con amplia ventaja para
el primer grupo.
La prueba de la hipótesis nula de que el capital humano no posee efecto en el salario re-
cibido a fin de mes apareció como poco pertinente, considerando que los coeficientes de
correlación entre escolaridad y salario fueron, en promedio, de 9%. De esta manera, des-
cartamos la hipótesis nula de la no asociación entre años de estudio y salario recibido, a la
vez que aceptamos la hipótesis alternativa que prevé la asociación positiva entre salario/
hora y nivel de escolaridad.
El capital social se evidenció más relevante para las mujeres, teniendo en cuenta que
aquellas que participaron de asociaciones, colegios profesionales y sindicatos, ganaron más
del doble que aquellas que no participaron. En el caso de los hombres, aquellos que parti-
ciparon de asociaciones también ganaron más, pero esta diferencia no fue tan significativa
como en el caso de las mujeres. Respecto al capital cultural, vimos que la escolaridad de la
madre tuvo mayor asociación con el logaritmo del salario/hora de las mujeres. La covaria-
ble estado civil no demostró ser significativa en el modelo.
Se considera que trabajos futuros deberían emprender análisis más detallados de los fac-
tores que puedan estar influenciando a los retornos salariales, tal como la inserción de otras
variables en los modelos de regresión. Además, es interesante la elaboración de estudios que
verifiquen, en un análisis temporal, la cuestión de las desigualdades, convergencias y cam-
bios en los retornos salariales. Futuras investigaciones destinadas a observar las diferencias
salariales de género podrían utilizar nuevas variables empíricas para medir el capital cul-
tural y el capital social. Existen limitaciones en la utilización de la escolaridad de la madre,
como
proxy
de capital cultural, y en la afiliación a sindicatos y asociaciones profesionales
como variable de medición de capital social. Tales variables pueden abarcar otras dimen-
siones. Por último, este trabajo buscó evidenciar, además de la brecha salarial por género
asociado a los capitales humano, social y cultural, metodologías como la regresión cuantí-
lica para la medición de las desigualdades sociales.
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