Introducción
A pesar de los avances legislativos, educativos y sociales que han contribuido para una mayor participación de las mujeres en el ámbito laboral, especialmente a partir de la segunda mitad del siglo XX, todavía queda mucho camino por recorrer en sociedades como la colombiana y brasileña. Investigaciones más recientes destacan y evalúan las mayores dificultades enfrentadas por las mujeres para acceder al mercado laboral, sustentada en la percepción de los compromisos relativos a las responsabilidades familiares y domésticas, siendo estas asumidas, en buena parte, por las mujeres (Abramo, 2004; Araújo et al., 2019; Araújo et al., 2021; Araújo y Gama, 2017; Fontoura y Araújo, 2016; Oliveira y Marcondes, 2016). Pues, aunque las mujeres son cada vez más propensas a obtener un empleo, la “integración” femenina al mercado remunerado se da sin cambios radicales en la estructura de la sociedad.
En este sentido, McDonald (2000) argumenta que las instituciones que tratan a las mujeres como individuos son más avanzadas en términos de equidad de género que las instituciones que tratan a las mujeres como madres o miembros de familias. Así, la inconsistencia entre los niveles de equidad de género que aplican diferentes instituciones sociales permite que, al mismo tiempo que haya ocurrido un avance considerable en las instituciones de educación y mercado laboral, los cambios de valores culturales sean lentos y resistentes, con predominancia y práctica de organización familiar basada en el modelo del hombre-proveedor y mujer-cuidadora, lo cual genera tensiones en la conciliación trabajo-familia.
La mayor responsabilidad doméstica hace que, para algunas mujeres, la maternidad pueda conducir a la interrupción en las actividades económicas. Ellas pueden salir integralmente del mercado de trabajo remunerado y pasar a trabajar apenas en empleo de tiempo parcial o jornadas laborales más flexibles.
Estas salidas pueden tener efectos adversos en la acumulación de menos años de experiencia y antigüedad e incluso en sus ingresos futuros esperados. Y, de esta forma, refrenar la ascensión de su carrera, tornándose menos productivas laboralmente (Budig y England, 2001; Muniz y Veneroso, 2019).
La menor capacidad de las madres de trabajar muchas horas puede relegarlas a ocupaciones de menor nivel salarial, pues realizan mayores esfuerzos y hacen frente a más obstáculos para integrarse al mercado remunerado, y son posicionadas en ocupaciones menos calificadas (Budig y England, 2001). Ante esto, la persistencia de los valores socioculturales, además de naturalizar las diferencias de género, marcan fuertemente los años de experiencia entre mujeres y hombres en el mercado remunerado.
Una parte significativa de las mujeres actualmente activas en los mercados laborales brasileño y colombiano, recurre a la delegación o transferencia de las tareas domésticas al contratar a una empleada doméstica para realizar todo o parte del trabajo de casa. Esto es en particular importante en los hogares con niños pequeños, ya que las guarderías aún no son accesibles para las mujeres de todos los grupos sociales.
Se trata entonces de un contexto sociocultural de demandas de cuidados que en su mayoría son atendidas por los propios familiares, especialmente mujeres, o mediante la contratación, muchas veces precaria, de empleadas domésticas y cuidadoras (Hirata, 2011). Trabajos como el de Guerra et al. (2018), en el caso de Brasil, y de León (2013), para el caso de Colombia, señalan la importancia del trabajo doméstico y la consecuente reducción de la distribución desigual del tiempo entre la pareja.
En este aspecto, los argumentos de McDonald (2000) conducen a que no se trata de familias versus individuos, sino de la naturaleza de la situación predominante, es decir, si las instituciones de espacio público evolucionan en ritmos diferentes que las instituciones de ámbito privado. Esa disparidad del reconocimiento de la igualdad entre hombres y mujeres en distintas esferas de la vida es lo que caracteriza a lo que se denomina como la revolución incompleta de género (Esping-Andersen, 2009; Esping-Andersen y Billari, 2015).
En este marco, la revolución incompleta de género y consecuentemente la penalización por maternidad en el mercado laboral se agudiza en países donde las mujeres cuentan con poco o ningún apoyo para la conciliación trabajo-familia. De esta forma, los países latinoamericanos continúan siendo campos fértiles de exploración del tema, sobre todo si se contrastan sus diferencias y se consideran sus similitudes. En vista de esto fueron analizados los casos de Brasil y Colombia.
El objetivo de este artículo es analizar la penalidad salarial por maternidad de las mujeres, describiendo y midiendo los factores que obstaculizan la conciliación trabajo-familia, y comparando las realidades de Brasil y Colombia. Se plantea que tanto la participación de las mujeres en el mercado remunerado como su determinación salarial se diferencian en relación con la composición familiar, la cual es significativamente asociada con la presencia de hijos.
La estructura de este trabajo se articula de la siguiente manera: tras esta introducción, se presentarán los antecedentes bibliográficos respecto al tema, y posteriormente las estrategias metodológicas de la investigación. La cuarta sección es dedicada a la discusión de los resultados del modelo de selección de Heckman (1979), que mide la penalización salarial por maternidad de las mujeres colombianas y brasileñas. Por último, se exponen las conclusiones de la investigación.
I. Penalización salarial por maternidad: una breve revisión
La maternidad se torna una variable importante en la vida de las mujeres, pues es un momento de inflexión en el ciclo de vida femenino y en las trayectorias laborales, que trastocan sus horarios y rutinas. A partir de esto, las limitaciones en el uso del tiempo fomentan las relaciones negativas de la maternidad y la integración femenina al mercado laboral.
Así, los papeles desempeñados en la familia y la forma en que se distribuyen las actividades domésticas pueden ayudar a comprender la dinámica del mercado remunerado y las diferencias en el acceso a las oportunidades, así como la calidad de la inserción femenina al mercado de trabajo remunerado (Araújo et al., 2017; Araújo et al., 2019; Becker, 1981a; Boris, 2014; Gerson, 2010; Guimarães e Hirata, 2020; Itaboraí y Ricoldi, 2016).
Según Madalozzo et al. (2010), el matrimonio profundiza la división sexual del trabajo, en el cual los hombres asumen la mayor parte de las responsabilidades por la manutención financiera de la familia y las mujeres por mantener el orden familiar en términos de producción doméstica y cuidado de otros miembros, en especial del esposo y los hijos. Los resultados encontrados por los autores evidencian que la presencia de un cónyuge, para las mujeres, aumenta el número de horas trabajadas en el hogar, en cuanto para los hombres, la presencia de una esposa en la familia reduce esta participación masculina en el trabajo doméstico.
La sobrecarga de trabajo que recae sobre las mujeres en el modelo capitalista actual lleva a que el número de hijos significa más tareas para ser ejecutadas en los tiempos limitados sujetos a las jornadas laborales, destinando así menos tiempo a la educación, la participación política y el cuidado propio (Boris, 2014; Bruschini y Lombardi, 2000; Bruschini y Ricoldi, 2009; Oliveira y Marcondes, 2016; Rios-Neto, 1996; Sorj, 2014; Sorj et al., 2007), en especial en las sociedades donde se mantiene un sistema de género que conserva fuertes rasgos patriarcales (Drew et al., 2002; Duncan y Pfau-Effinger, 2000; Hirata, 2002; Itaboraí y Ricoldi, 2016; Kergoat, 2003; Mahon, 1995; Scott, 1995; Walby, 1990).
Otro factor relacionado con el ciclo de vida y que desempeña un papel importante es la educación. En la teoría económica, la educación es un factor importante como fuente generadora de capital a la economía. Acumular capital mediante la educación es un proceso que toma tiempo y demanda gran inversión al individuo, por lo cual se espera que este esfuerzo sea proporcional al retorno obtenido (Becker, 1981b; Schultz, 1974).
En las últimas décadas hubo avances en la educación, con un aumento en el número de mujeres escolarizadas, lo que facilitó la inserción femenina al mercado laboral (Alves, 2008; Berquó y Cavenaghi, 2004; Moreno, 2009; Rios-Neto, 2000; Santamaría y Rojas, 2001). Sin embargo, Soares y Soares Jr. (2014) consideran que muchas mujeres están sometidas a la denominada “doble jornada de trabajo”, es decir, adicional al trabajo laboral, cumplen con responsabilidades de cuidado en el hogar, lo que perjudica su desempeño como trabajadoras y madres, su salud y muy probablemente interfiera con sus decisiones reproductivas. Sus análisis indican que las parejas más jóvenes, con menos hijos, más educadas y homogámicas en términos de educación e ingresos, tienden a dividir las tareas del hogar de manera más equitativa. Entonces, cuanto más igualitaria sea la división de tareas rutinarias de manutención del hogar, mayor es el tiempo libre que ambos pueden disfrutar juntos como pareja y en familia.
Desde la perspectiva de la contratación, la discriminación de los empleadores es otro punto destacado en diversos estudios sobre la penalización por maternidad. Los empleadores pueden actuar de forma discriminante basados en los estereotipos de género que perciben a las mujeres con hijos como menos productivas y comprometidas con el trabajo, prefiriendo a las mujeres sin hijos (Correll et al., 2007; Heilman y Okimoto, 2008; Todaro et al., 2001).
De acuerdo con Correll et al. (2007), hay evidencias de que las madres sufren una penalización salarial sustancial. A partir de un experimento y un estudio de auditoría en empleadores, evaluaron la hipótesis de que la discriminación basada en el estatus parental tiene un papel importante en la determinación del salario y la ocupación. Los autores consideraron candidatos del mismo sexo e igualmente calificados que diferían sobre el estatus parental. Como resultado, hallaron que las madres tenían menos probabilidad de ser contratadas y se les ofrecía menor salario inicial en comparación con las no madres. Las primeras fueron menos probables de ser llamadas a la entrevista en comparación con mujeres sin hijos.
Por otro lado, los hombres no fueron penalizados por ser padres, hasta se beneficiaron de ello. De este modo, los autores llegaron a la conclusión que los empleadores discriminan a las madres, pero no a los padres. Los ingresos de los padres, por el contrario, no se ven afectados por la paternidad. De hecho, algunos estudios empíricos sugieren que los padres disfrutan de bonus salarial en comparación con los hombres sin hijos (Correll et al., 2007; Maron y Meulders, 2008).
En Colombia y Brasil todavía existen dificultades femeninas para acceder al mercado de trabajo remunerado en comparación con los hombres, tanto en términos de cantidad como de calidad de las oportunidades. Además, los mayores obstáculos para el acceso femenino al trabajo remunerado están relacionados con la esfera doméstica, en la cual la división del trabajo ha evolucionado poco y la asimetría en las tareas domésticas entre hombres y mujeres es significativa.
Oliveira y Marcondes (2016), usando los datos de la PNADC (2002-2012), observan estabilidad en las proporciones de hombres y mujeres que participan en las tareas domésticas. A lo largo de la década, sólo aproximadamente el 40% de los cónyuges masculinos dicen haber realizado algunas tareas domésticas, mientras que en el caso femenino más del 80% dicen lo mismo. Además, las autoras destacan que, independientemente de si las mujeres pertenecen a la población económicamente activa (PEA) o no, ellas se dedican a las tareas del hogar sistemáticamente más que los hombres.
Villamizar García-Herreros (2011) busca mostrar las diferencias entre el uso y la distribución de tiempo entre los hombres y las mujeres en Colombia, analizando los datos de la GEIH 2008, y encuentra resultados análogos al del estudio brasileño mencionado arriba. De acuerdo con la autora, la incorporación femenina en el mercado remunerado, en el siglo pasado, se dio sin una redistribución de tareas en el interior del hogar. Esto ha adicionado trabajo a las mujeres, quienes necesitan compatibilizar las responsabilidades familiares y laborales, en detrimento de su autonomía y desarrollo personal.
Hay evidencias de que las mujeres experimentan una caída salarial con la maternidad, y que ella aumenta en función del número de hijos y de su orden de nacimiento (Cruces y Galiani, 2003; Guiginski y Wajnman, 2019; Rios-Neto, 1996; Souza et al., 2011). En los primeros estudios, Becker (1985) y Mincer (1974) buscaban estimar cómo la maternidad podría generar un impacto sobre el salario obtenido por las madres. Sus aportes sugieren que las diferencias en la experiencia laboral explican la brecha salarial entre madres y no madres, principalmente porque las mujeres con hijos dedican más tiempo a actividades del hogar y al cuidado de sus hijos. Según esas consideraciones, el trabajo doméstico se sobrepone al trabajo remunerado para las madres, de tal forma que invierten menos en el mercado de trabajo remunerado y, como consecuencia, tienen una renta esperada cada vez menor (Ferber y Birnbaum, 1977).
Budig y England (2001) analizan la penalización salarial por maternidad utilizando modelos de efectos fijos en los datos del National Longitudinal Survey of Youth (NLSY) de Estados Unidos, del periodo 1982-1993, considerando mujeres que habían entrado en la muestra del estudio en 1979, cuando tenían de 14 a 21 años. Sus resultados revelan una penalización salarial del 7% por hijo, que es mayor para las mujeres casadas o divorciadas que para las nunca casadas. Destacan que, controlando la experiencia laboral, las mujeres con más hijos tienen una penalización salarial significativa del 5% por hijo.
Los autores concluyen que los costos de la crianza de los hijos son asumidos de manera desproporcionada por las madres. Además, aseguran que no más de un tercio de la penalización por maternidad surge porque la maternidad interrumpe el empleo de las mujeres, lo cual genera más trabajo de tiempo parcial y menos años de experiencia y antigüedad.
En la misma línea, Anderson et al. (2003) utilizan la NLSY de Estados Unidos (1968-1988) y encuentran que tener niños más pequeños impone una pena salarial más alta para las madres. Así, las madres que abandonan la escuela secundaria enfrentan una penalización del 3% si trabajan cuando sus hijos son bebés y niños pequeños, en cuanto no fue observada ninguna penalización para madres de niños mayores. Ya las graduadas de la escuela secundaria, especialmente aquellas que regresan al trabajo cuando sus hijos son mayores, enfrentan una penalización de entre el 4% y el 6% hasta que sus hijos ingresan a la escuela secundaria. Los autores concluyen que las madres enfrentan más obstáculos cuando regresan por primera vez al trabajo, lo cual puede representar el proceso de aprendizaje de la articulación entre las responsabilidades laborales y las maternales, pues existe un mayor riesgo de los hijos a enfermar cuando ingresan por primera vez a las guarderías o a un entorno escolar.
Miller (2011) encuentra que la postergación de la maternidad conduce a un aumento sustancial de ganancias del 9% por año de retraso, un incremento de los salarios del 3% y un aumento de las horas de trabajo del 6%. La autora concluye que la importancia del crecimiento de los salarios y, por ende, de la inversión en capital humano, se refleja en la heterogeneidad del efecto del tiempo de maternidad. Es decir, la postergación de la maternidad mejora los resultados profesionales para las mujeres con títulos universitarios, así como también para aquellas en ocupaciones profesionales o gerenciales. No obstante, la postergación de la maternidad hasta que la carrera profesional esté completamente establecida genera un entorno laboral favorable con la empresa y favorable para la mujer y su familia (Amuedo-Dorantes y Kimmel, 2005).
En la literatura, hay una variedad de estudios para la penalidad por maternidad o brecha familiar, especialmente en el ámbito internacional. Estas explicaciones van desde la existencia de heterogeneidad, discriminación y características institucionales no observadas, hasta intermitencias en el empleo (Amuedo-Dorantes y Kimmel, 2005; Anderson et al., 2003; Harkness y Waldfogel, 2003). El análisis de este tema se torna relevante para reflexionar sobre las dificultades que las mujeres experimentan aún hoy para conciliar la vida productiva y reproductiva, y participar del mercado remunerado. Así, se busca investigar las diferencias salariales que puede provocar la presencia de un hijo adicional, consideradas como penalización por maternidad.
II. Panorama socioeconómico de Brasil y Colombia
De acuerdo con las estadísticas de la Cepalstat, Brasil y Colombia acompañan una tendencia de contracción económica en el periodo 2012-2019.
Las vicisitudes coyunturales se expresan en el deterioro de expectativas empresariales y de las inversiones, que traen consecuencias negativas directamente a la población a través de altas tasas de desempleo, aumento de precios resultante del proceso inflacionario y deterioro en el mercado de trabajo (Baltar, 2020; Frenkel, 2003). En el caso de Brasil, a partir del 2014 su crisis interna se profundizó por las alteraciones políticas y los cambios gubernamentales que han ocasionado una retracción económica.
Según datos de la Comisión Económica para América Latina y el Caribe (Cepal), el producto interno bruto (PIB) per cápita brasileño era de USD 9660.00 por habitante en el 2012, cayó a USD 9197.00 por habitante en el 2019.
De acuerdo con Baltar (2020), en el periodo 2003- 2014 Brasil se caracterizó por el crecimiento del PIB y por la creación de políticas dirigidas para la redistribución de rentas y disminución de la pobreza. Sin embargo, posterior a este periodo, Brasil comienza a atravesar una profunda recesión económica, con un alza significativa en las tasas de desempleo y en la composición de las ocupaciones.
Por otro lado, los desacuerdos políticos y el conflicto armado también han dejado ver sus rezagos en la economía colombiana, constantemente inestable y marcada por las fluctuaciones en los precios de los commodities. A pesar de que el PIB per cápita colombiano tuvo un modesto aumento de USD 6082.00 a USD 6872.00 por habitante en el periodo de análisis, llama la atención que no estuvo acompañado por una disminución significativa de las tasas de desempleo, lo cual revela el impacto de la informalidad en el mercado de trabajo en Colombia.
De acuerdo con Ocampo Gaviria et al. (2000), Colombia ha estado inmersa en un proceso de reformas estructurales en el mercado laboral, “ha experimentado un proceso de recomposición, acompañado de un deterioro de la generación de empleo, especialmente en los sectores productivos, como la agricultura y la industria manufacturera” (p. 2). Adicionalmente, resalta que “la recomposición del mercado laboral se ha manifestado en la expulsión de mano de obra de baja educación que no ha sido compensada completamente con una mayor generación de empleo de trabajadores más educados” (Ocampo et al., 2000, p. 2).
Entre el 2009 y el 2019, los indicadores relacionados con el mercado laboral mostraron un comportamiento desfavorable, especialmente para las mujeres, teniendo la masiva migración venezolana como factor que añadió complejidad al periodo (Barón-Betancourth y Echeverría-Reyes, 2020).
El cuadro 1 muestra los indicadores relacionados con el mercado laboral. Es posible observar importantes diferencias entre hombre y mujeres en la mayor parte de los indicadores. Las mujeres en ambos países presentan menores tasas de participación y de ocupación que los hombres. Vale destacar que para los hombres estos dos indicadores han sufrido una leve reducción en los dos países en el periodo de análisis. Ya entre las mujeres, esa tendencia sólo se hizo evidente entre las colombianas. En cuanto a las tasas de desempleo, ellas se mantienen sistemáticamente más altas entre las mujeres que entre los hombres en ambos países. Se nota que la recesión y la crisis político-económica que abatió a Brasil en el periodo, provocó un efecto negativo más significativo sobre las tasas de desempleo de hombres y mujeres que pasan a ser representadas por dos dígitos en el 2019. En el caso de Colombia, las tasas de desempleo de ambos sexos se han mantenido relativamente estables.
En relación con la informalidad laboral, esta afecta a más de la mitad de las personas que trabajan en Colombia, así como a una parte bastante significativa de sus congéneres en Brasil. En el caso de este último país, la informalidad es un poco más elevada entre los hombres que entre las mujeres, tanto en el 2012 como en el 2019. En Colombia, se verifica ese mismo comportamiento apenas en el 2019.
Cuadro 1. Indicadores del mercado laboral y desigualdades según el sexo, considerando las personas de 15 años en %, Brasil y Colombia, 2012-2019

Notas aProporción de fuerza de trabajo como porcentaje de la población en edad de trabajar.
bProporción de los ocupados como porcentaje de la población en edad de trabajar.
cEs el cociente entre la población de 15 años y más que no ha trabajado, pero ha buscado empleo durante el periodo determinado, y la población económicamente activa de 15 años y más.
dProporción de trabajadores sin registro y acceso a la seguridad social. e. porcentaje de la población que vive con menos de $1.90 dólar al día.
Fuente: Cepalstat, Comisión Económica para América Latina y el Caribe (Cepal) y Naciones Unidas. Disponible en: https://tinyurl.com/k8nzt8tz
El cuadro 1 también expresa las dificultades estructurales de la inclusión laboral femenina, que se revelan especialmente en el gap de género en las tasas de participación, ocupación y desempleo. Derivado también de la crisis que se observó en Brasil en el periodo de análisis, hubo un incremento de casi un punto porcentual en la proporción de la población viviendo por debajo del umbral de pobreza internacional (menos de USD 1.90 dólares al día), pero las mujeres no están en desventaja en relación con los hombres en ese indicador. En Colombia, a pesar de la tendencia de reducción de la pobreza, hay un gap de género desfavorable para las mujeres que se sostiene en el tiempo.
III. Metodología
A. Fuente de datos
La información utilizada corresponde a la Gran Encuesta Integrada de Hogares (GEIH), realizada por el Departamento Administrativo Nacional de Estadística (DANE) para el caso de Colombia y, análogamente, para el caso de Brasil, fueron usados los datos de la Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios Contínua (PNADC), hecha por el Instituto Brasileiro de Geografía e Estatística (IBGE). Es importante mencionar que la GEIH es una encuesta continua, de la misma manera que la PNADC que se está implementando en Brasil a partir del 2012. De esta forma, se usa como referencias temporales para el estudio los años 2012 y 2019. La justificación para fijar el primer punto en el tiempo es por tratarse del dato comparable más antiguo para los dos países, en cuanto el 2019 fue el último sin los efectos de la pandemia del COVID-19. Es necesario aclarar que los microdatos de las dos encuestas son publicados con periodicidad mensual, trimestral y anual. En este estudio se utilizan los datos anualizados.
En relación con las metodologías usadas por el IBGE y el DANE, el diseño muestral de la GEIH y la PNADC está basado en una muestra probabilística, estratificada de conglomerados desiguales, autoponderados y multietápico1. Estos métodos aseguran una mejor precisión de la muestra al disminuir la varianza de las estimaciones obtenidas con los datos de las encuestas. Sin embargo, dado que el principal interés de las dos encuestas es obtener información sobre las condiciones económicas y laborales, en el caso específico de la GEIH, no se pregunta directamente el número de hijos tenidos. Por eso, fue preciso utilizar la variable posición en el domicilio, para la identificación de la existencia de hijos de la jefa o cónyuge en el hogar, bien como la cantidad de hijos en el hogar. De este modo, la muestra está formada por mujeres de la población económicamente activa (PEA), jefas de hogar o cónyuges, con edades entre 15 y 49 años, con y sin hijos.
B. Estrategia de análisis
Para analizar cuánto la maternidad afecta la participación y la determinación salarial de las mujeres en los dos países, fue aplicado el modelo de Heckman (1979) para la corrección de sesgo de selección. Ese modelo es conformado por dos etapas: una de selección, en la cual se aplica un probit que permite conocer la probabilidad de una mujer de estar participando del mercado de trabajo remunerado; seguida por la segunda etapa, el ajuste de un modelo de regresión lineal, que considera apenas aquellas que están en el mercado laboral y busca explicar sus ingresos.
La gran ventaja del modelo de Heckman es que intenta solucionar un problema implícito en los datos denominado sesgo de selección. Este consiste principalmente en la decisión de la selección de casos bajo un delineamiento muestral no aleatorio, para obtener una submuestra de la población subyacente al objeto del análisis (Esquivel, 2007; Rivera, 2013). Esto se define como sesgo de selección, porque una submuestra que está concentrada en cierto grupo poblacional desvía el resultado obtenido de la variable de interés, teniendo, así, una descripción de las características poblacionales que no representan la realidad. Este problema es especialmente grave cuando se investiga sobre diferencias salariales, y no se obtienen resultados confiables del fenómeno, dado que no toma en cuenta la probabilidad de participar en el mercado laboral. Es decir, en este caso, cuando se quiere estudiar los determinantes del salario de las mujeres que son madres, hay un problema de selección de la muestra, porque no todas las mujeres, madres o no, son económicamente activas. Así, se adoptó este modelo ya que se adecua al objetivo del estudio, pues permite corregir errores que pueden producir sesgo de selección. Los modelos construidos para el análisis fueron basados en su bondad de ajuste, sin perder la comparabilidad de las características entre los dos países.
Como se mencionó arriba, en el modelo de Heckman, la primera estimación corresponde al modelo de selección de Probit, que mide la probabilidad de que las mujeres participaran en la fuerza laboral. Así, si representa la variable latente de la ecuación de selección (s significa selección) para el individuo i, que interfiere con la participación de las mujeres en el mercado laboral,
es una dummy que asume el valor de uno
para las mujeres que participan en el mercado laboral, y cero
, para las mujeres que no participan para el mismo grupo de edad. Por lo tanto, es razonable suponer que existe un vector de variables observadas
, que comprende el conjunto de características que puede influir en la participación de la mujer en el mercado remunerado. Estas características juntas determinan
, por lo que
se define por:
siendo:
en la cual, es el indicador de probabilidad, y
es el vector de variables observadas anteriormente expuestas que determinan la condición de participación en el mercado remunerado del individuo i en la selección. De esa forma, la ecuación referente a los determinantes salariales de las mujeres trabajadoras será expuesta de la siguiente manera:
siendo:
Ya que la variable dependiente es el logaritmo del salario de las trabajadoras, ajustado a la ecuación de selección,
es el vector de características de las trabajadoras en la regresión. El
es un vector de parámetros que predicen los pesos de la probabilidad de las variables evaluadas y las correlaciones de estas con la variable dependiente. Al reescribir la ecuación en su forma extendida, esta es expresada como:
en la cual, comp representa el estado conyugal (con compañero en el domicilio o sin compañero); esco, los años de escolaridad j (0-3, 4-8, 9-11 y 12 más) para el individuo i; ed. muj, la edad j de la mujer i (14-19, 20-29, 30-39 y 40-49); cond. fam, condición familiar (jefa del hogar o cónyuge), n. hijos, número de hijos de la mujer i, siendo esta una variable numérica que representa la importancia de los hijos en el salario de las mujeres colombianas y brasileñas; sect. eco, sector económico (primario, secundario o terciario); área, área de residencia (urbana o rural). El resultado final de estos modelos permite estimar la asociación entre el número de hijos y el salario de las mujeres. Además, se operacionalizó el salario como logaritmo natural del salario, para suavizar los datos atípicos de la variable ingreso. Siguiendo el ejemplo de Monte y Gonçalves (2008), de ahora en adelante se hace referencia al logaritmo natural del salario como salario. Para evaluar si el modelo es adecuado y de hecho presenta sesgo de selección, la estimativa de la inversa de Mills debe ser estadísticamente significativa.
IV. Resultados y análisis
A. Análisis descriptivo
La población de interés para la investigación son mujeres de 15 a 49 años, pertenecientes a la PEA, jefas o cónyuges del domicilio. Fueron consideradas 3.2 y 3.4 millones de colombianas en el 2012 y el 2019, respectivamente (cuadro 2). De estas, el 82.5% en el 2012 y el 79.7% en el 2019 eran mujeres con hijos. En el caso de Brasil (cuadro 3), se obtuvo una muestra de 22 millones de brasileñas en el 2012, de las cuales el 75.6% eran mujeres con hijos. En el 2019, se tenía una muestra de 25.4 millones de brasileñas, en la que el 71.9% eran mujeres con hijos.
También se observó que hay una mayor proporción de mujeres madres que viven con compañeros en Brasil que en Colombia. El 62.5% en el 2012 y el 61.9% en el 2019 de las madres colombianas viven con compañeros. En cuanto a las madres brasileñas, esos porcentajes eran del 79.9% en el 2012 y el 78.9% en el 2019.
Cuadro 2. Características generales de la muestra para el modelo para los determinantes salariales en Colombia, 2012 y 2019

aEl salario mínimo legal vigente en Colombia en el 2012 y el 2019, según el Decreto 4919 del 2011 y el Decreto 2451 del 2018, era de COP 566 700 y COP 828 116, respectivamente. Información disponible en https://tinyurl.com/2p9uz94t. Para hacer la comparación real a lo largo del tiempo, fue necesario adoptar un Índice de Corrección (IC), pues este permite que tengamos una mejor percepción de su significado. Consideramos como año de referencia el 2019.
bEn el caso de Colombia, para hacer la indexación del 2012 a valores del 2019 utilizamos el índice de precios al consumidor (IPC), publicado por la Organización para la Cooperación y el Desarrollo Económicos (OCDE), el IPC fue de 1.32108. De tal forma que las colombianas con hijos en promedio devengaban COP 705 724.00 en el 2012, equivalente a COP 932 317.00 en el 2019, y las mujeres sin hijos COP 891 124.00 en el 2012, correspondiente a COP 1 177 246.00 en el 2019. En el caso de Brasil, fue utilizado el Índice Geral de Preços do Mercado (IGP-M), calculado por la Fundación Getulio Vargas (FGT). Así, para transformar los valores del 2012 al 2019, el Índice de Corrección (IGP-M) usado fue de 1.497868. De esta forma, el salario promedio de las brasileñas con hijos era de R 926.00 en el 2012 y su equivalente en términos de poder de compra fue de R 1387.00. El salario promedio de las brasileñas sin hijos era de R 1163.00 y su equivalente en el 2019 fue de R 1742.00.
cPara la conversión a dólares se utilizó la cotización media del 2019, de acuerdo con el banco central de cada país. En Colombia era de COP 3281.00 y en Brasil era de R 3.95 para cada USD 1.00.
Cuadro 3. Características generales de la muestra para el modelo para los determinantes salariales en Brasil, 2012 y 2019

aEl salario mínimo legal vigente en Brasil en el 2012 y el 2019, según el Decreto 7.655 del 2011 y el Decreto 9.661 del 2018, era de R 622 y R 988, respectivamente. Información disponible en https://tinyurl.com/mxymcc9a.
Fuente: elaboración propia de la autora a partir de los datos del IBGE - PNADC (2012-2019).
En cuanto a la conformación familiar, se evidenció una disminución en el tamaño medio de las familias colombianas y brasileñas durante el periodo en estudio, ya que se observó una tendencia de reducción en el número de hijos por mujer en el hogar en ambos países. Además, teniendo en cuenta los cuadros 2 y 3, se evidencia que, en Brasil, el número en promedio de hijos por mujer viviendo en el domicilio fue menor que en Colombia.
Entre 2012 y 2019, el número de años de estudios de la población femenina que participa en la PEA aumentó en los dos países. Como padrón general, la escolaridad media de las colombianas sigue siendo mayor que la de las brasileñas, así como las mujeres con hijos, que en promedio presentaron menor media de años de estudios que las mujeres sin hijos en ambos países. Por otro lado, se resalta que la diferencia de escolaridad entre las colombianas sin hijos y con hijos fue mayor que entre sus análogas brasileñas.
Es importante destacar que, en promedio, las mujeres sin hijos ganan más que las mujeres con hijos, sea en Brasil o en Colombia. Las brechas salariales entre las mujeres con hijos y sin hijos fueron superiores en Brasil en comparación con Colombia en el 2012, pero en el 2019 la relación se invierte y las mayores brechas se verifican en Colombia. En cuanto a la evolución de las brechas salariales entre madres y no madres de cada país a lo largo del tiempo, se observa que ellas aumentaron en Colombia el 4% y disminuyeron en Brasil el 42.7%.
B. Resultados inferenciales
Debido a que los valores de los coeficientes estimados de la relación inversa de Mills en los modelos implementados fueron estadísticamente significativos, esto indica que existe un sesgo de selección; así, la aplicación del modelo de Heckman es adecuada.
Los resultados del modelo de Heckman presentan los signos esperados y fueron estadísticamente significativos, tanto para el caso de las colombianas como de las brasileñas, en el periodo estudiado, teniendo como criterio en consideración la bondad de ajuste en los modelos.
Se presentan en el cuadro 4 los valores estimados para Colombia en los dos años analizados.
En la ecuación de selección, estas estimaciones evidencian que las características como área de residencia, presencia de compañero, escolaridad y edades de la mujer, son particularidades significativas en cuanto a la posibilidad de participar en la fuerza laboral. Por lo tanto, se puede observar cómo algunas características sociales y culturales explican gran parte de la diferencia de participación en el mercado de trabajo. El signo negativo que acompaña el coeficiente estimado de la variable que representa el área de residencia, indica que las colombianas que residen en áreas urbanas que tienen menor chance de participar en el mercado remunerado, en comparación con las mujeres que viven en zonas rurales.
Cuadro 4. Resultados de las estimaciones del modelo de Heckman para los determinantes salariales femeninos en Colombia, 2012 y 2019

Una posible explicación de este resultado puede estar relacionada con la mayor flexibilidad de la jornada de trabajo en el medio rural.
En el caso de Brasil (cuadro 5), se observa que ocurre lo mismo que en el caso colombiano. Las brasileñas que viven en áreas urbanas tienen menos oportunidad de participar en el mercado de trabajo que las mujeres de áreas rurales.
En Brasil y Colombia, las mujeres con compañero tienen más chance de participar en la PEA que las mujeres sin compañeros a lo largo del periodo analizado, lo que es congruente con algunos resultados hallados en la literatura (Aguilar, 2016; Angulo y Velásquez, 2010; Bruschini, 2007; Marri y Wajnman, 2007; Montali, 2012; Monte y Gonçalves, 2008; Souza, 2002). Esto también puede ser atribuido a las necesidades de las familias de contar con más de un(a) trabajador(a) para la generación y complementación de recursos suficientes para garantizar la sobrevivencia.
Cuadro 5. Resultados de las estimaciones del modelo de Heckman para los determinantes salariales femeninos en Brasil, 2012 y 2019

En especial, en el contexto social reciente en Colombia y Brasil, caracterizados por la crisis económica y el ajuste estructural, las mujeres con pareja se tornan coproveedoras o proveedoras financieras principales. Por otro lado, esto puede igualmente estar vinculado con factores como mayor nivel educativo en relación con el marido, menor número de hijos, o maridos con algún tipo de enfermedad (Angulo y Velásquez, 2010; Winkler et al., 2005).
Las estimaciones respecto a la escolarización sugieren que a medida que aumentan los años de escolaridad, las mujeres incrementan su chance de pertenecer al mercado de trabajo remunerado. En otras palabras, la educación se torna un factor diferencial. Así, cuanto menor escolaridad tenga una mujer, mayores dificultades tendrá para ingresar al mercado de trabajo remunerado. El mismo análisis puede ser aplicado para la variable edad, dado que la edad contribuye positivamente a la inserción en el mercado de trabajo. Esta es una característica coherente con la experiencia laboral de la mujer, y por esta razón el aumento de las edades generó un incremento en la oportunidad de participar en la fuerza laboral. La educación y la experiencia laboral son características importantes para la integración al mercado remunerado, pues hacen parte de la mensuración de la productividad del trabajador.
Es válido destacar algunas intenciones y limitaciones en relación con los modelos. Hay consciencia de la importancia de la raza/etnia para evaluar los diferentes tipos de desigualdades existentes en América Latina, pero, aunque la información está disponible en la PNADC, lo mismo no ocurre en la GEIH. Por eso, no se pudo evaluar en los modelos para los dos países, pues considerarla sólo en Brasil altera los valores de los coeficientes estimados, lo cual perjudica la comparabilidad entre los dos países.
En cuanto a la intención de evaluar la presencia de hijos en la participación de la mujer en el mercado remunerado, fueron ajustados más de ochenta modelos y se transformaron las variables de interés, pero la presencia de hijos no presentó significancia estadística para los dos países en ninguno de los modelos estimados. Como mejor opción se tomaron los modelos expuestos en los cuadros 4 y 5, ya que así se mantenía la proximidad entre los modelos y se conseguía medir la penalización salarial en la segunda etapa del modelo, tanto para Brasil como para Colombia, el cual es el objetivo central del presente trabajo.
Los valores estimados para los determinantes salariales de las mujeres en el mercado laboral indican que ser una mujer con compañero está positivamente relacionado con mayores salarios en ambos países.
Con respecto a los años de estudio, se observa que el nivel educativo tiene un impacto positivo y creciente en el salario percibido por las mujeres, por lo tanto, cuanto más calificada sea la mujer, su salario tenderá a aumentar en los dos países. Del mismo modo, las estimaciones de edad mostraron una relación directa con el salario. Así, en la medida en que las mujeres incrementan en edad, lo cual puede representar su experiencia laboral, su salario tenderá a ser mayor. Eso es particularmente verdad para Brasil en el 2012 y el 2019 y para Colombia en el 2019. En Colombia en el 2012, el coeficiente encontrado para las mujeres de entre 40 y 49 años es menor que aquel de las mujeres de entre 30 y 39 años. Una hipótesis explicativa para ese comportamiento diferenciado de las mujeres colombianas mayores en el 2012 es que ellas pueden haber vivido trayectorias laborales más discontinuas, de manera que la edad no necesariamente refleja un mayor número de años de experiencia profesional.
Sobre la condición familiar, tener un puesto de jefa en el hogar genera una relación positiva con el salario, es decir, en promedio, las mujeres jefas de hogar ganan más que las cónyuges, lo que mantiene constante las demás variables. Sin embargo, en el 2019, en el caso de Brasil, hay un cambio en la relación: las mujeres cónyuge son las que están en ventaja en contraste con las jefas de hogar.
Por otro lado, el signo negativo y significativo del parámetro sobre el número de hijos en ambos países para los dos años revela una relación de oposición: cuanto mayor es el número de hijos, menor es el salario. Estos resultados indican no solamente que tener hijos es un factor importante para la determinación salarial femenina, sino que las mujeres ganan menos con cada hijo subsecuente. En otras palabras, al menos parte de la diferencia salarial se profundiza entre mujeres con hijos en comparación con mujeres sin hijos, lo cual resulta en una penalización por maternidad. No obstante, las mujeres con hijos pagan un costo de oportunidad más alto, y son menos atractivas para el mercado, pues tienen menos tiempo disponible. Es decir, las mujeres que se convierten en madres enfrentan la necesidad de adaptarse a situaciones menos ventajosas.
Se demostró que la penalización por el aumento adicional de un hijo en el salario femenino en Colombia, en promedio, reduce el salario en el 5.4% en el 2012 y el 7.9% en el 2019. En Brasil tener un hijo adicional reduce el salario de la madre en el 10.9% en el 2012 y el 12.0% en el 2019. Además, se destaca que la penalidad por maternidad aumenta a lo largo del tiempo en los dos países, y este incremento es mayor en Colombia, pero, de todos modos, la penalidad por maternidad sigue siendo más profunda en Brasil.
Acerca de la variable sector económico, este muestra que las mujeres que se encuentran en el sector secundario y terciario ganan más que aquellas del sector primario, como era de esperarse. Sin embargo, del resultado llama la atención que, a través de los años, las diferencias salariales entre los sectores se redujeron.
Por último, es importante destacar que, como se dijo en el inicio de esta sección, los valores de los coeficientes estimados de la relación inversa de Mills en los modelos implementados fueron estadísticamente significativos. Estos resultados indicaron que existe un sesgo de selección y, por lo tanto, la aplicación del modelo era necesaria. De esta forma, al evaluar la inversa de Mills en la ecuación de interés, los resultados obtenidos se tornan confiables. Es válido destacar, como parte de las limitaciones, que no se controlan características no observables como la motivación, el compromiso con el trabajo y la causalidad de la asociación a la maternidad.
V. Conclusión
Si bien es cierto que en las últimas décadas ha habido un fuerte aumento en la proporción de mujeres en el mercado laboral colombiano y brasileño, pocas han sido las modificaciones políticas y laborales que permiten la integración femenina, especialmente para las madres, en igualdad de condiciones con las no madres y los hombres. Si para la mayoría de las mujeres la vida laboral es una carrera de obstáculos, las mujeres con hijos inician esta carrera muchos metros por detrás de la línea de salida.
Los análisis han mostrado que la condición de la mujer en la familia y el hogar suele ser clave para el grado de integración femenina al mercado remunerado, pues el trabajo femenino está fuertemente marcado por las desigualdades salariales entre mujeres con hijos y sin hijos. Dicho de otro modo, las madres sufren una penalidad por maternidad.
En Colombia, por cada hijo adicional, hay una reducción del 5.4% en el salario de la madre en el 2012. Ese impacto negativo de la maternidad sobre el salario aumentó el 7.9% en el 2019. En el caso de Brasil, tener un hijo adicional reduce el salario de la madre en el 10.9% en el 2012 y el 12.0% en el 2019. También se observó que, dependiendo de la posición de las mujeres en la familia, los impactos de la maternidad pueden diferenciarse, ya que no sólo la maternidad es un factor importante, sino que aspectos sociodemográficos, como la presencia de pareja en el domicilio y la escolaridad, entre otros, pueden afectar la participación de las mujeres en el mercado laboral tanto como sus salarios.
Ante esto, se pudo identificar y cuestionar cómo a la desigualdad y a la discriminación laboral las antecede una lógica de preconceptos y valoraciones orientadas a la jerarquización y subordinación de género. Así, se está ante una situación que en la literatura se ha llamado una revolución incompleta de género, que puede entenderse como distintos cambios en la relación entre géneros en el ámbito público y privado (Esping-Andersen y Billari, 2015). Brasil y Colombia no han experimentado una transformación total en cuanto a roles de género, pero sí han experimentado procesos continuos de avances y retrocesos, por lo que, si bien las mujeres están ganando espacio en la sociedad y avanza la revolución de las mujeres, la sociedad aún tiene que adaptarse y hacer que los hombres también participen más activamente del proceso. La igualdad es más amplia cuando la revolución de mujeres de hecho se convierte en una revolución de género, o sea, abarca hombres y mujeres.
Esto permite reflexionar sobre las inmensas barreras y los obstáculos que circundan y a los que se enfrentan en el contexto actual las mujeres colombianas y brasileñas, especialmente aquellas con hijos en el hogar. La masiva incorporación de las mujeres en el mercado laboral no ha estado acompañada de cambios en las distribuciones de las responsabilidades familiares y redefiniciones de género en la organización social, como tampoco en la prestación de servicios de cuidado por parte del Estado. Es necesario redoblar los esfuerzos para eliminar la desigualdad. Para avanzar en este sentido, es esencial considerar la maternidad como una función social, revalorar la paternidad y la participación del padre en la crianza, incluso vía campañas público-oficiales, extender la cobertura del acceso a las guarderías para los hijos de las personas trabajadoras y promover la formalización del vínculo laboral, extendiendo la seguridad social.
Se debe entender la parentalidad como un fenómeno que atañe igual al hombre y a la mujer, y por consiguiente, la protección debe garantizarse para ambos. Todas esas acciones pueden asegurar a las mujeres el derecho a desarrollar mejor sus capacidades para responder a la demanda de nuevos escenarios de empleo y oportunidades.
También es indispensable evaluar y repensar diseños de políticas públicas o estrategias que rompan con las tensiones generadas entre las esfera productiva y reproductiva, la penalización salarial por maternidad y la discriminación sistémica de mujeres, y en particular de madres, en el mercado laboral. Ciertamente, se puede realizar estudios de casos sobre países que son vanguardia en el combate a la desigualdad de género y en la construcción de “family friendly policies” que den luz sobre cuáles son las alternativas de intervención y promoción de la conciliación trabajo-familia. Pero en escenarios como el brasileño y el colombiano, la alta informalidad ocasiona gran complejidad, pues no siempre el objeto de la acción estatal serían las empresas, y sí los propios trabajadores que están autogestionando su tiempo individual y sus recursos. Así, la formalización del mercado de trabajo es un paso necesario para que haya mayor institucionalidad y acciones colectivas y estatales más efectivas. Los conflictos generados por las tensiones en la conciliación trabajo-familia, sumado a las dificultades de tornar el mercado laboral formal más inclusivo, representan un desafío para la (re) significación de la maternidad y la integración femenina al mercado de trabajo remunerado, tornándose en elementos clave para la reflexión y acción pública.