Spanish (pdf)
Article in xml format
Article references
Automatic translation
Send this article by e-mail
Cited by SciELO 
Cited by Google 
Similars in
SciELO 
Similars in Google 
Permalink
1. Introducción
La pobreza y la exclusión socioeconómica en América Latina constituyen temas de permanente preocupación en la agenda pública y académica. En los últimos años, los países de la región suscribieron los Objetivos de Desarrollo Sostenible, que convocan a la eliminación de la pobreza como un desafío estratégico hacia 2030. Sin embargo, los progresos en materia de bienestar y equidad distributiva que habían ocurrido en la primera década de los 2000 en América Latina comenzaron a revertirse a partir del último lustro, según la Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL, 2021a). En un marco de estancamiento económico (CEPAL, 2020; 2021b), la pobreza por ingresos pasó de 27,8% a 30,5% entre 2014 y 2019, y alcanzó 33,7% en 2020, en el contexto de la crisis desatada por la pandemia de COVID-19.
Las dinámicas estructurales que propician la recreación de la pobreza en nuestra región han sido objeto de estudio al menos desde mediados del siglo pasado. Las investigaciones pioneras pusieron como eje explicativo su vínculo con los estilos de desarrollo y las relaciones de producción predominantes en América Latina, como en el caso de los estudios sobre la marginalidad (Nun, 2003) o la informalidad (Mezzera, 1987; Tokman, 1987). Estudios más recientes añadieron la cuestión de la precarización del empleo en la nueva globalización como determinante de las privaciones socioeconómicas (Mora-Salas, 2010; Pérez-Sáinz y Mora-Salas, 2004). Por su parte, las investigaciones sobre la reproducción de la fuerza de trabajo y las estrategias familiares de vida desde la década de los 70 permitieron complementar dichos estudios con una visión dinámica de la pobreza, destacando el papel mediador de los comportamientos sociodemográficos y laborales de los hogares con respecto a los determinantes estructurales del empobrecimiento (Oliveira y Salles, 2000; Oliveira y García, 2017).
Este artículo contribuye a la indagación sobre la pobreza en América Latina a partir de una intersección entre los estudios del trabajo y la investigación sociodemográfica, en torno a un eje vertebrador: la reproducción de la fuerza de trabajo. El objetivo es analizar las desigualdades en los procesos de reproducción socioeconómica de la fuerza de trabajo, reponiendo su relación con los procesos de heterogeneidad socio-ocupacional. Para esto, se toman en cuenta los comportamientos sociodemográficos y laborales de los hogares de trabajadores/as. Desde la perspectiva teórica adoptada, los procesos de reproducción de la fuerza de trabajo deben comprenderse en función de las modalidades de utilización que promueve el régimen de acumulación en un contexto histórico determinado (McDonough et al., 2010). Así, presentamos una tipología novedosa de formas de inserción socio-ocupacional de los hogares, dirigida a capturar los clivajes en los procesos de reproducción de la fuerza de trabajo que se derivan de la desigualdad socio-ocupacional. A la vez, apelamos a una estrategia comparativa a partir del estudio de dos casos nacionales: Argentina y México. En términos de Caïs (1997), se propone un examen comparativo de dos “sistemas nacionales” diferentes, que propicia dos contextos de estudio en los cuales analizar objetos complejos (Piovani y Krawczyk, 2017). El propósito de este tipo de estudios comparativos es enriquecer el alcance analítico y empírico de un enfoque teórico-metodológico.
Según la clasificación habitual del Banco Mundial (2022), Argentina y México son dos países de ingresos medianos-altos, con niveles similares de PBI per cápita (en 2019, el PBI argentino era apenas 10% superior al mexicano). Ambos países desenvolvieron procesos avanzados de industrialización por sustitución de importaciones entre la década del treinta y finales de los setenta, y la crisis de la deuda que afectó a nuestra región en los ochenta marcó el inicio de las primeras “reformas estructurales” (Cortés y Salvia, 2019). A partir de entonces, cada país transitó senderos distintos en materia de sus procesos de desarrollo, aunque compartieron una matriz común: el aprovechamiento de sus ventajas comparativas estáticas (Cassini et al., 2021).
En el caso argentino, a partir de los años setenta se destaca la consolidación de un perfil de exportación de productos primarios, agrícolas y energéticos que no implicó la acumulación de capacidades tecnológicas. En paralelo, se consolidó un proceso de especialización industrial en bienes de bajo valor agregado y con alta concentración (Castells y Schorr, 2015). En el caso de México, la implementación de reformas estructurales desde los años noventa también condujo a un cambio en el modelo económico prevaleciente. Pero, a diferencia de la Argentina, la participación en la nueva división internacional del trabajo se basó principalmente en una industrialización apoyada en los bajos costos salariales y la elevada precarización del empleo, a partir de un sistema de maquila que está acoplado con la economía estadounidense (Cassini et al., 2021).
En cuanto al comportamiento de sus mercados de trabajo, ambos países comparten una serie de rasgos que dan cuenta de una fuerte segmentación, si bien existen algunas diferencias (CEPAL, 2019). Las tasas de participación económica de la población argentina son menores que los de la mexicana (59,4% frente a 65% en 2018, según la CEPAL, 2019), mientras que la tasa de desempleo abierto urbano en Argentina es sustantivamente mayor (9,2% frente a 3,3%). Esto podría tener que ver con la magnitud que adquieren las ocupaciones típicamente consideradas de “refugio” en el sector informal: alrededor de 46,2% de los trabajadores mexicanos se desempeñan en este sector, frente a 41% entre los argentinos. Es decir, ambos países presentan una importante fragmentación de sus estructuras ocupacionales, que se caracterizan por la coexistencia de una fracción de la fuerza de trabajo que accede a contratos y a condiciones estables mientras que una extensa porción se desempeña en condiciones precarias y en empleos de baja calidad3.
En la próxima sección, se presenta la perspectiva analítica y una serie de antecedentes relevantes para esta investigación. La tercera sección presenta la metodología y las fuentes de datos utilizadas. En la cuarta sección, exponemos los resultados en dos apartados, el primero de los cuales presenta una aproximación descriptiva y el segundo exhibe modelos multivariados de regresión logística. Por último, el artículo cierra con las reflexiones finales de acuerdo con la hipótesis planteada y líneas futuras de investigación.
2. Revisión de la literatura
En las sociedades capitalistas, la reproducción de la fuerza de trabajo involucra la reconstitución diaria de la capacidad de trabajar de la población activa y su reposición generacional (Bakker, 2003). La reproducción de la fuerza de trabajo comprende dimensiones materiales y simbólicas, ya que no solo implica la satisfacción de necesidades sino la recreación de un conjunto de normas, creencias y valores. De acuerdo con la literatura, el proceso de reproducción se define a partir de la superposición de un ciclo “cotidiano”, ligado a la manutención y la satisfacción de necesidades (de alimentación, vivienda, educación y salud), y otro “generacional” que abarca la reproducción biológica, psicológica y cultural (Oliveira y Salles, 2000).
La dimensión material de la reproducción de la fuerza de trabajo adquiere un carácter específico en las sociedades de mercado pues, como fuera destacado tanto por Marx (2008) como por Polanyi (2011), el trabajador debe poder vender su capacidad de trabajo para reproducirse; de allí que, en la eventualidad de no encontrar quien la compre, sea siempre un “pobre virtual” (Denning, 2010). Dado que la amplia mayoría de los satisfactores de necesidades se encuentran mercantilizados, la reproducción tiende a asociarse con la disponibilidad de ingresos (Esping-Andersen, 1999), lo cual solo se ve limitado por la intervención desmercantilizadora de otras esferas, como el Estado, la familia o las comunidades. En los últimos años, los aportes de los estudios feministas dieron nuevo impulso a la cuestión de la reproducción de la fuerza de trabajo, al destacar la centralidad del trabajo doméstico no remunerado (Carrasco, 2013).
En América Latina, el interés por el estudio sobre las condiciones de vida y la reproducción de la fuerza de trabajo surgió en los años setenta. En general, se retomaron los aportes teóricos marxistas según los cuales el valor de la fuerza de trabajo está determinado por el tiempo de trabajo socialmente necesario para su producción, es decir, por el valor de los medios de subsistencia, cuya expresión es el salario. Las investigaciones realizadas en América Latina cubrieron tres grandes intereses. En primer lugar, las condiciones de vida de los hogares de trabajadores/as industriales ante el crecimiento de las urbanizaciones (García et al., 1984). En segundo lugar, el desarrollo de la perspectiva de las “estrategias familiares de vida”, que se interesó por analizar los comportamientos de los hogares para optimizar sus condiciones de existencia, ya no restringiéndose necesariamente a las familias de clase trabajadora (Torrado, 2006). En tercer lugar, el análisis de la participación económica de los integrantes de los hogares a partir de las crisis y las reformas estructurales de los ochenta (Cerruti y Zenteno, 2000; García y Pacheco, 2000).
En todos los casos, el enfoque ha permitido priorizar el estudio de las familias (y no de los individuos) como unidad de análisis, entendiendo al hogar como una instancia de mediación entre la estructura y el comportamiento individual (Oliveira y García, 2012; 2017)4. Ello permite articular las características sociodemográficas de los hogares (como su tamaño, composición o ciclo vital) y los comportamientos laborales (número de ocupados/as, horas trabajadas, etc.) en un marco conceptual coherente con el análisis de la reproducción de la fuerza de trabajo (Oliveira y García, 2017; Torrado, 2006). Un aporte significativo en este sentido ha sido el concepto de “balance reproductivo”, que pone en relación las necesidades de los hogares y los satisfactores (Cuéllar, 1990; Salvia, 2012). En particular, resulta útil destacar la idea de un balance reproductivo negativo o deficiente, en el que los satisfactores de necesidades no bastan para garantizar la reproducción de la unidad familiar. Un balance reproductivo deficiente puede conducir a la intensificación del uso económico de la fuerza de trabajo del hogar, a la búsqueda de nuevas fuentes de ingreso, al allegamiento residencial o a estrategias de migración (Salvia, 2012).
El enfoque de la reproducción de la fuerza de trabajo perdió impulso a partir de los ochenta en la región, ante el auge de los estudios económicos sobre la pobreza. En los últimos años, distintas investigaciones en América Latina han retomado el interés por los procesos de reproducción de la fuerza de trabajo. Estos estudios exhiben la capacidad analítica del enfoque para estudiar las condiciones de vida y el papel de la intervención social estatal en la reproducción social, incluyendo determinantes tanto macro como microsociales para analizar los procesos de reproducción de distintos grupos de trabajadores/as (Cazón et al., 2016; Montoya-García, 2017; Poy, 2020). Sin embargo, se carece de estudios que hayan abordado la reproducción de la fuerza de trabajo de los hogares de forma comparada, para dar cuenta de la forma en que las características político-económicas de cada país -con la mediación de comportamientos sociodemográficos y dinámicas institucionales- especifican tales procesos.
En efecto, retomando los postulados del enfoque histórico-estructural (cfr. Torrado, 2006, entre otros), adoptamos el supuesto de que los procesos de reproducción de la fuerza de trabajo deben estudiarse en el marco de las condiciones que imprime el régimen de acumulación en un contexto histórico determinado. El régimen de acumulación involucra las dimensiones económicas, políticas, sociales e institucionales que inciden en la acumulación de capital. El régimen de acumulación incluye una estructura del mercado de trabajo, un tipo de instituciones laborales y una forma de intervención social estatal en la regulación de la reproducción de la fuerza de trabajo (McDonough et al., 2010). En concreto, planteamos que el estudio de las condiciones de reproducción de los hogares de trabajadores/as debe partir del reconocimiento de la fragmentación que atraviesa a los mercados de trabajo, es decir, de la extendida heterogeneidad ocupacional -entendida como multiplicidad de situaciones laborales (Mora-Salas, 2010)- propia de la región.
Una primera línea de antecedentes para tematizar la heterogeneidad ocupacional latinoamericana abreva en los aportes clásicos acerca de la marginalidad y el sector informal. El bajo nivel de asalarización observado en América Latina, con respecto a lo ocurrido en los países desarrollados, condujo a los teóricos de la “masa marginal” a argumentar acerca de la insuficiente capacidad de los sectores capitalistas dinámicos para absorber al conjunto de la fuerza de trabajo disponible (Nun, 1999). Con posterioridad, las discusiones sobre la fragmentación ocupacional y el subempleo se centraron en el concepto de “sector informal”. En América Latina, esta noción estuvo influida por la concepción estructuralista acerca del desarrollo periférico. Partiendo del concepto de “heterogeneidad estructural”, entendido como la existencia de significativas brechas de productividad entre sectores, el Programa Regional de Empleo para América Latina (PREALC, 1978) planteó que “la heterogeneidad de la estructura económica se traduce en una situación de heterogeneidad en el empleo” (p. 8). Según esta visión, el sector informal representaba el “último eslabón” de la heterogeneidad estructural (Tokman, 1987) y constituía esencialmente una respuesta ante la insuficiente demanda de empleo del sector capitalista. Desde esta óptica, el sector informal se caracteriza por involucrar actividades de “fácil entrada” (al requerir baja o nula dotación de capital), con una organización rudimentaria, sin una clara división del trabajo ni del patrimonio empresarial y familiar, y por operar en mercados altamente competitivos, en los cuales el ingreso constituye la variable de ajuste (Tokman, 1987).
Los aportes sobre el sector informal permitieron mejorar la comprensión del funcionamiento de los mercados de trabajo de los países en desarrollo, sobre todo, de las posiciones no asalariadas típicas de nuestra región. Sin embargo, a partir de las décadas 1980 y 1990, la reflexión acerca de la heterogeneidad ocupacional se orientó en otras direcciones, en particular, al reconocimiento de las nuevas configuraciones del empleo asalariado. A nivel mundial, los cambios económicos provocados por la globalización y la deslocalización productiva alteraron las relaciones laborales y promovieron la inseguridad laboral y los empleos desprotegidos. La mayor apertura económica y la necesidad de las empresas de reducir sus costos en una economía mundial más competitiva, junto con el acelerado cambio tecnológico, son factores centrales para comprender los nuevos clivajes que fragmentan a los mercados de trabajo (Grimshaw et al., 2017).
Si el concepto de heterogeneidad estructural se enfocó centralmente en la identificación de una brecha “interna” en los países latinoamericanos en términos de productividad sectorial, la globalización hace emerger la centralidad de la brecha “externa”, es decir, el alejamiento de los países periféricos con respecto a la frontera tecnológica internacional. En este marco, se plantea que la precarización del empleo se transforma en un mecanismo transversal de reducción de costos en economías con baja competitividad sistémica (Mora-Salas, 2010). Las conceptualizaciones sobre el empleo precario destacan la emergencia de un nuevo modelo de relaciones laborales en las que predomina la incertidumbre y la desprotección social. Retomando a Mora-Salas (2010), el empleo precario se caracteriza por tres atributos principales: la inseguridad (incumplimiento de normativas relacionadas con la seguridad, la salud y la organización), la inestabilidad (contratos de tiempo parcial o por horas) y la insuficiencia de ingresos (lo que da lugar a procesos de pauperización).
Los estudios empíricos realizados en la región dan cuenta de que los mercados de trabajo están atravesados por una fragmentación estructural incluso luego de una década de alto crecimiento económico (Gasparini y Tornarolli, 2009; Maurizio, 2021). En la actualidad, el 45% de la fuerza de trabajo se desempeña en el sector informal de baja productividad (empleos en microestablecimientos y en actividades independientes no calificadas), mientras que el 40% de los/as asalariados/as no acceden a protecciones sociales (OIT, 2020). Ahora bien, a pesar de que se trata de clivajes estructurales ampliamente reconocidos por la literatura, es poco lo que se sabe sobre los efectos de esta heterogeneidad ocupacional en la reproducción de la fuerza de trabajo de los hogares. En este artículo, procuramos relacionar tales clivajes socio-ocupacionales con las condiciones materiales de vida, tomando en cuenta su articulación con las características sociodemográficas y los comportamientos laborales de los integrantes de los hogares.
3. Datos y metodología
Esta investigación siguió una estrategia comparativa a partir de un diseño cuantitativo transversal basado en microdatos de encuestas de fuerza de trabajo y condiciones de vida. En el caso argentino, se utilizó la Encuesta Permanente de Hogares (EPH) del Instituto Nacional de Estadística y Censos (INDEC, 2018). La EPH es una encuesta trimestral que releva información en los principales 31 aglomerados urbanos de Argentina, cubriendo alrededor del 62% de la población del país. Incluye información sobre la ocupación y los ingresos (laborales y no laborales) de todos/as los/as integrantes del hogar. En el caso de México, se utilizaron los datos de la principal fuente estadística de datos laborales que es la Encuesta Nacional de Ocupación y Empleo (ENOE), considerando las zonas más urbanizadas del país (INEGI, 2018). Los datos para ambas encuestas son los referidos al segundo trimestre de 2018.
La hipótesis que se examina en el presente documento es que la heterogeneidad económico-ocupacional origina procesos de desigualdad estructural en las condiciones de vida de la fuerza de trabajo, expresándose en capacidades deficientes de reproducción material. A su vez, esta relación no sería independiente de los comportamientos reproductivos, económicos y laborales que despliegan los hogares, los cuales podrían acentuar o moderar los determinantes estructurales. A partir de esta hipótesis, se desprende la necesidad de definir operativamente el modo de aproximarse a las condiciones de heterogeneidad económico-ocupacional. Acorde a los antecedentes conceptuales comentados previamente, se definió una tipología útil para la clasificación socio-ocupacional de los hogares (Tabla 1). En una primera etapa, se distingue a los hogares según sean o no económicamente activos (es decir, que algún miembro se encuentre en dicha situación) y que al menos uno de sus integrantes se encuentre ocupado al momento de la encuesta. En una segunda etapa, se clasifica según la categoría ocupacional de los/as trabajadores, distinguiendo entre hogares patronales, mixtos, no asalariados y asalariados. En esta investigación, se excluyó del análisis a los hogares de empleadores/as, entendiendo que involucran otras lógicas de reproducción económica (cfr. Montoya-García, 2017, para una discusión más extensa). Finalmente, se clasifica a los hogares según la calidad de las relaciones laborales, distinguiendo entre hogares asalariados protegidos y hogares asalariados precarios.
Tabla 1 Operacionalización de la forma de inserción socio-ocupacional de los hogares
| Inserción socio-ocupacional | Definición operacional |
|---|---|
| Asalariado protegido (AP) | Todos los ocupados del hogar son asalariados y cuentan con contrato y seguridad social. |
| Asalariado precario (APR) | Todos los ocupados del hogar son asalariados y cumplen al menos una de las siguientes características: |
| Al menos un ocupado no tiene contrato. | |
| Al menos uno no tiene seguridad social. | |
| Los asegurados del hogar son menos del 75% de los miembros del hogar. | |
| No asalariado (NA) | Todos los ocupados se dedican a actividades no asalariadas (incluye trabajadores familiares no remunerados). |
| Mixto (MIX) | Combinan trabajadores asalariados y no asalariados. |
| Patronal | Al menos uno de sus miembros es empleador. |
| Desocupado | Todos los miembros del hogar económicamente activos se encuentran desocupados. |
| No económicamente activo | Todos los miembros del hogar mayores a 14 años no son económicamente activos. |
Fuente: adaptado de Montoya-García (2017).
Se utilizó el grado de acceso al valor monetario de una cesta de bienes y servicios para examinar las capacidades de reproducción socioeconómica de la fuerza de trabajo de los hogares. Para este análisis, se recoge la metodología habitualmente empleada en los estudios sobre pobreza, apelando a la canasta básica (CB) o “línea de pobreza”. La CB es un valor monetario que refleja el monto dinerario requerido para acceder a bienes y servicios como alimentación, salud, educación, vestido y vivienda. La decisión de utilizar la CB como medida contra la cual comparar el grado de satisfacción de necesidades encuentra sustento en el enfoque de las estrategias familiares de vida (Torrado, 2006). En este caso, se delimitaron “niveles de subsistencia” comparando el ingreso familiar de fuente laboral con el valor de la CB (en múltiplos de la canasta). En particular, se definió en situación de “déficit de subsistencia” a los hogares que no alcanzan a cubrir sus necesidades en función de su ingreso laboral (para aplicaciones semejantes, véase Montoya-García, 2017; Poy, 2020). Para llevar adelante este ejercicio, se requirió tener medidas comparables de las condiciones de vida, pero que a la vez respetaran las características idiosincráticas de cada país. Por ello, se utilizaron las líneas de pobreza de la CEPAL (2018) que emplean una metodología comparable sin perder de vista las particularidades nacionales.
El análisis de los datos incluye una primera aproximación descriptiva a las condiciones de reproducción de la fuerza de trabajo de los hogares tomando en cuenta su modalidad de inserción socio-ocupacional y un conjunto de características sociodemográficas (se presenta su definición en la Tabla 2). En una segunda etapa, se analizan los determinantes del déficit de subsistencia, es decir, de la propensión a no cubrir el costo de una canasta básica de bienes y servicios a partir de los ingresos laborales. Por tratarse de una variable dependiente dicotómica, se utilizó un análisis de regresión logística binaria, al ser uno de los recursos más eficientes para representar la relación funcional entre este tipo de variables y un grupo de variables independientes (Silva y Barroso, 2004). En el modelo logístico, la probabilidad de que el hogar experimente déficit, dado un vector x de covariables, se expresa como:
En [1], G(z) es la función logística:
Donde z asume la siguiente forma:
Tabla 2 Definición de variables sociodemográficas consideradas
| Variable | Definición | Categorías |
|---|---|---|
| Sexo del jefe/a de hogar | Se refiere al sexo del jefe/a. | - Varón - Mujer. |
| Nivel educativo del jefe/a de hogar | Identifica el máximo nivel educativo formal alcanzado por el jefe/a de hogar. | - Hasta primaria completa. |
| - Secundaria incompleta. | ||
| - Secundaria completa. | ||
| - Terciario/universitario incompleto. | ||
| - Terciario/universitario completo y más. | ||
| Tipo de hogar | Se refiere a la composición de la familia según los parientes que están presentes en el hogar. | - Unipersonal. |
| - Nuclear biparental: conformado por el núcleo primario de cónyuges, con hijos/as o no. | ||
| - Nuclear monoparental: uno de los cónyuges no vive en el hogar y hay presencia de hijos/as. | ||
| - Ampliado: es una familia nuclear más uno o más parientes no-nucleares. | ||
| Etapa del ciclo vital familiar | Se refiere a las diversas fases por las que pueden transitar los hogares de tipo familiar. | - Pareja sin hijos: pareja que no ha tenido hijos (incluye hogares unipersonales) o que no viven en el hogar. |
| - Inicio de la familia: familia que solo tiene uno o más hijos de 5 años o menos. | ||
| - Expansión: familia cuyos hijos mayores tienen entre 6 y 12 años. | ||
| - Consolidación: familias cuyos hijos tienen entre 13 y 18 años, o en los que la diferencia de edad entre los mayores y menores es típicamente en torno a 12-15 años. | ||
| - Salida: familias cuyos hijos menores tienen 19 años o más. | ||
| Tasa de dependencia | Cociente entre número de miembros del hogar y cantidad de ocupados/as. | |
| Horas trabajadas | Se refiere a la cantidad de horas trabajadas en promedio por los ocupados/as de los hogares en la semana de referencia. | - Hasta 15 horas. |
| - De 16 a 34 horas. | ||
| - De 35 a 47 horas. | ||
| - De 48 horas en adelante. |
Fuente: elaboración propia a partir de EPH (INDEC, 2018) y ENOE (INEGI, 2018).
La estimación de los coeficientes se realiza por Máxima Verosimilitud. Se presentan los odds ratio o “razón de momios” para facilitar la interpretación de los modelos puesto que, a diferencia del modelo de regresión lineal convencional, los coeficientes de la regresión logística no se pueden interpretar en términos sustantivos. En cambio, los odds ratio pueden interpretarse fácilmente como el efecto ceteris paribus de cada regresor, el incremento en la razón de probabilidad de ocurrencia del evento ante un cambio unitario de la variable independiente.
La principal variable independiente es la forma de inserción socio-ocupacional del hogar. Sin embargo, las características sociodemográficas y laborales de los hogares operan como variables mediadoras en esta relación y aportan información relevante sobre los factores que inciden en el déficit. Específicamente, las variables incorporadas al modelo fueron el sexo del/la jefe/a de hogar, su nivel educativo, el tipo de hogar, el ciclo vital familiar, la tasa de dependencia y las horas trabajadas en promedio por los/as ocupados/as, además de variables dummies de regiones geográficas.
Las variables independientes incluidas en el modelo expresan características sociodemográficas y laborales de los hogares, ya que las relaciones que existen entre ambas inciden de forma directa en la reproducción de la fuerza de trabajo. En esta situación, se han considerado tres aspectos: 1) Que la naturaleza y magnitud de las necesidades materiales de los hogares dependerá de características tales como el tamaño y la carga de dependientes (García et al., 1984). 2) Que los ingresos familiares son función del número de ocupados por hogar y de las características de esas ocupaciones. 3) Que los niveles de bienestar a los que pueden acceder las unidades domésticas han sido relacionados con características como el sexo del jefe del hogar, su nivel educativo y la composición de parentesco (Ullman et al., 2014).
4. Resultados
A continuación, se presentan los principales resultados en dos apartados. En el primero de ellos, se incluye información descriptiva sobre la reproducción socioeconómica de los hogares y, en el segundo, se presentan los resultados del análisis multivariado de regresión.
4.1 Características sociodemográficas y comportamientos laborales de los hogares
En Argentina, el 80,4% de los hogares urbanos son económicamente activos (Tabla 3), mientras que en México esta incidencia es superior (89,1%), lo que podría atribuirse al mayor grado de envejecimiento demográfico que caracteriza al país sudamericano, según el Centro Latinoamericano y Caribeño de Demografía (CELADE, 2019). Más allá de estas diferencias, es claro que en ambos países la absoluta mayoría son hogares de trabajadores, es decir, toda la fuerza de trabajo familiar es asalariada o se autoemplea.
Tabla 3 Distribución de los hogares según condición de actividad. Argentina y México, 2018
| Argentina | México | |
|---|---|---|
| Económicamente activos | 80,4 | 89,1 |
| Ocupados | 78,2 | 88,0 |
| Trabajadores | 73,6 | 80,9 |
| Patronales | 4,6 | 7,0 |
| Desocupados | 2,2 | 1,2 |
| No económicamente activos | 19,6 | 10,9 |
| Total | 100,0 | 100,0 |
Fuente: elaboración propia a partir de EPH (INDEC, 2018) y ENOE (INEGI, 2018).
En ambos países, adquieren un papel predominante las inserciones socio-ocupacionales no asalariadas y precarias (Tabla 4). Solo 35,8% de los hogares de trabajadores en la Argentina son asalariados con protección social y dicha proporción es incluso menor en México (30,5%). En cambio, más de un tercio de los hogares tienen un perfil asalariado precario (32,3% en Argentina y 38,9% en México), son no asalariados (14,4% y 16,9%) -mayoritariamente relacionados con el sector informal- o bien tienen configuraciones mixtas (17,5% y 13,6%, respectivamente).
Tabla 4 Distribución de los hogares según forma de inserción socio-ocupacional. Argentina y México, 2018
| Argentina | México | |
|---|---|---|
| Asalariado protegido | 35,8 | 30,5 |
| Asalariado precario | 32,3 | 38,9 |
| No asalariado | 14,4 | 16,9 |
| Mixto | 17,5 | 13,6 |
| Total | 100,0 | 100,0 |
Fuente: elaboración propia a partir de EPH (INDEC, 2018) y ENOE (INEGI, 2018).
Desde la perspectiva de la reproducción de la fuerza de trabajo, adquieren especial relevancia las características sociodemográficas de los hogares (Oliveira y García, 2017). Su estudio proporciona indicios sobre las transiciones que enfrentan las familias, relacionadas con el momento de la unión, la llegada de los hijos y las separaciones o la viudez. Las características sociodemográficas inciden en la oferta de trabajo del hogar, en sus niveles de dependencia económica y en los ingresos que puedan obtener en el mercado de trabajo (Montoya-García, 2017). Al respecto, cabe examinar estas características en relación con la forma de inserción socio-ocupacional de los hogares.
Como resultado de cambios sociodemográficos, económicos y culturales de largo alcance, la jefatura femenina se ha extendido en las últimas décadas en América Latina (Arriagada, 2017). Si bien la jefatura femenina aparece como un rasgo transversal en ambos países, está relacionada con la fragilidad socioeconómica de los hogares, dada su mayor prevalencia en los estratos sociales más bajos (Ullman et al., 2014), y en particular en las configuraciones nucleares monoparentales5 (Salles y Tuirán, 1999). En Argentina, casi 4 de cada 10 hogares tienen jefatura femenina y la incidencia es mayor entre los hogares asalariados precarios o los no asalariados (44,5% y 39,8%, respectivamente) (Tabla 5). Esta presencia es algo menor en México, pues el 30% de los hogares están encabezados por mujeres, aunque también aquí son los hogares asalariados precarios y no asalariados los que tienen una mayor proporción de jefas (35,5% y 29,5%, respectivamente).
Tabla 5 Características sociodemográficas de los hogares según forma de inserción socio-ocupacional. Argentina y México, 2018
| Argentina | México | |||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Asal. Prot. | Asal. Prec. | No asal. | Mixto | Total | Asal. Prot. | Asal. Prec. | No asal. | Mixto | Total | |
| Sexo del/la jefe/a | ||||||||||
| Varón | 64,6 | 55,5 | 60,2 | 64,3 | 61,0 | 76,7 | 64,5 | 70,5 | 74,5 | 70,7 |
| Mujer | 35,4 | 44,5 | 39,8 | 35,6 | 39,0 | 23,3 | 35,5 | 29,5 | 25,5 | 29,3 |
| Tamaño del hogar | 3,0 | 3,7 | 2,8 | 4,1 | 3,4 | 3,2 | 3,9 | 3,0 | 4,3 | 3,6 |
| Ciclo vital | ||||||||||
| Inicial | 17,0 | 11,0 | 9,7 | 6,3 | 12,1 | 19,7 | 9,3 | 8,6 | 5,0 | 11,7 |
| Expansión y consolidación | 38,5 | 42,9 | 34,3 | 42,4 | 40,0 | 46,7 | 59,7 | 42,9 | 59,3 | 53,4 |
| Avanzado | 44,5 | 46,2 | 56,1 | 51,2 | 47,8 | 33,6 | 31,0 | 48,6 | 35,6 | 35,0 |
Fuente: elaboración propia a partir de EPH (INDEC, 2018) y ENOE (INEGI, 2018).
Si bien existe un debate acerca de si mayores tamaños de los hogares acarrean más carencias materiales (Oliveira, 1999), también cabe indicar que los hogares más numerosos pueden disponer de una mayor oferta de fuerza de trabajo. Las evidencias sugieren que el balance entre el número de proveedores y de dependientes -es decir, la tasa de dependencia- es el factor determinante de la vulnerabilidad socioeconómica (Montoya-García, 2017). En coincidencia con una transición demográfica más avanzada y un mayor envejecimiento, los hogares argentinos son menos numerosos que los mexicanos (3,4 y 3,6 personas por hogar, respectivamente), aunque las diferencias son acotadas. No obstante, en ambos países hay diferencias importantes de acuerdo con la inserción socio-ocupacional: los hogares asalariados precarios y los mixtos son sistemáticamente más numerosos que los demás (3,7 y 4,1 miembros por hogar en Argentina, respectivamente, y 3,9 y 4,3 en México).
Otro determinante de la disponibilidad de fuerza de trabajo se refiere al ciclo vital de los hogares, que remite a las etapas por las que transita una familia desde su formación hasta la salida de los/as hijos/as. Los hogares con hijos pequeños o en edad escolar (etapas de expansión y consolidación) tienen mayor vulnerabilidad socioeconómica que los hogares sin hijos o con hijos mayores, como consecuencia de las mayores necesidades de cuidados (que pueden inhibir la participación laboral de miembros adultos, en particular, las mujeres) y de consumo (Kaztman y Filgueira, 2001). Los hogares de trabajadores mexicanos son más jóvenes que los argentinos: 53,4%, entre los primeros, se encuentra en etapa de expansión o consolidación frente a 40%, entre los segundos; en contrapartida, una mayor proporción de los hogares de trabajadores argentinos se encuentra en etapas avanzadas del ciclo. En ambos países, entre los hogares asalariados precarios y los mixtos es más frecuente transitar un ciclo vital de expansión o consolidación, mientras que se destaca el carácter envejecido de los hogares no asalariados.
En suma, es relevante la relación entre el perfil sociodemográfico de los hogares y su modo de inserción socio-ocupacional. Las desigualdades en términos de estratificación laboral se retroalimentan con la capacidad de las familias de desplegar estrategias económicas relativas al uso de su fuerza de trabajo. Tal parece el caso de los hogares asalariados precarios y mixtos, con mayores proporciones de jefatura femenina, hogares más numerosos y un ciclo vital en expansión -por consiguiente, con mayores demandas de consumo-. En esta línea, cabe complementar lo anterior con el análisis de las características socio-ocupacionales de los hogares (Tabla 6).
Tabla 6 Características socio-ocupacionales seleccionadas de los hogares según forma de inserción socio-ocupacional. Argentina y México, 2018
| Argentina | México | |||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Asal. Prot. | Asal. Prec. | No asal. | Mixto | Total | Asal. Prot. | Asal. Prec. | No asal. | Mixto | Total | |
| Relación consumidores/ proveedores laborales | 2,1 | 2,3 | 2,3 | 1,8 | 2,1 | 2,5 | 2,5 | 2,4 | 1,7 | 2,3 |
| Jornada semanal promedio por ocupado (h) | 37,0 | 33,.9 | 36,0 | 34,2 | 35,4 | 46,5 | 44,6 | 40,3 | 38,9 | 43,6 |
| Mediana de ingreso laboral por ocupado (USD PPA) | 1.498 | 856 | 713 | 892 | 1.070 | 855 | 620 | 467 | 584 | 674 |
Fuente: elaboración propia a partir de EPH (INDEC, 2018) y ENOE (INEGI, 2018).
La relación entre consumidores y proveedores laborales ofrece una medida de suficiencia de los recursos de los hogares a partir de su participación en el mercado de trabajo. Los hogares de trabajadores mexicanos tienen mayores tasas de dependencia que los argentinos (2,3 frente a 2,1), posiblemente como resultado de su mayor tamaño y de las diferencias mostradas respecto a la estructura de los hogares en relación al ciclo vital familiar. La principal similitud en términos socio-ocupacionales se encuentra, en ambos países, en las posiciones mixtas: tales hogares tienen las menores tasas de dependencia económica. En el caso argentino, los hogares asalariados precarios y no asalariados tienen mayores tasas de dependencia que los protegidos, probablemente por la mayor incidencia del desempleo entre la fuerza de trabajo secundaria, algo que en México podría estar compensado por inserciones más frecuentes en la informalidad.
Si se examina la jornada promedio por ocupado/a de los hogares, se concluye que los trabajadores/as mexicanos/as laboran en promedio 8 horas más que los/as argentinos/as (43,6 frente a 35,4 horas). Es decir que las mayores tasas de dependencia son más que compensadas por un uso económico más intensivo de la fuerza de trabajo familiar. En ambos países, los hogares asalariados protegidos tienen mayor dedicación horaria por ocupado/a que los demás. Se trata de un resultado razonable, dado que tanto los ocupados/as en el sector informal como los asalariados/as precarios/as suelen tener más fluctuaciones horarias y de ingresos que los trabajadores/as protegidos (Bertranou y Casanova, 2014). En contrapartida, pese a tener menores jornadas laborales, los hogares argentinos tienen un ingreso laboral por ocupado/a muy superior al de los mexicanos (USD 1.070 PPA frente a USD 674 PPA). En Argentina, los hogares asalariados protegidos casi duplican la mediana de ingreso laboral, mientras los no asalariados y los precarios se ubican en las peores condiciones relativas. En México, aunque los hogares asalariados protegidos muestran una mayor mediana de ingreso laboral por ocupado, las brechas con respecto al resto de los hogares de trabajadores son menos ostensibles que en Argentina. Ello daría indicios de que la caída salarial verificada en ambos países en las últimas cuatro décadas fue menos selectiva en el caso mexicano.
4.2 Niveles de reproducción material y sus determinantes
A continuación, se analizan las capacidades de reproducción material de los hogares, las cuales surgen de comparar los ingresos laborales familiares con la CB correspondiente a cada hogar. Tal como se señaló anteriormente, esta aproximación permite definir niveles de reproducción material y clasificar en situación de déficit de capacidades de subsistencia a aquellos hogares que no alcanzan dicho umbral (Montoya-García, 2017; Poy, 2020).
Tanto en Argentina como en México, una fracción importante de los hogares de trabajadores/as se encuentran en situación de déficit de capacidades de subsistencia a partir de ingresos laborales: un tercio de los hogares de trabajadores argentinos (32,5%) y dos quintos de los mexicanos (41,5%) (Tabla 7). La mayor incidencia del déficit en México es congruente con las estadísticas de ingresos laborales antes analizadas. Cabe notar que la diferencia entre ambos países se concentra en el tramo de hogares que tiene niveles de reproducción más cercanos al umbral (entre 0,5 y 1 CB). Se advierten importantes diferencias cuando se considera la forma de inserción socio-ocupacional. Los hogares asalariados precarios y los no asalariados tienen una significativa desventaja en ambos países con respecto a sus niveles de reproducción material: el 45,4% y el 51,6% en Argentina, respectivamente, y el 46,5% y el 57,8%, en México. Si bien los hogares asalariados protegidos son los menos expuestos al déficit en ambos países (y también los que tienen más probabilidad de alcanzar 2 o más CB), esta posición se ve reforzada en Argentina. En conjunto con las evidencias anteriores, ello sugiere que los mecanismos institucionales que protegen el empleo tienen mucha mayor injerencia en la reproducción material de los hogares en Argentina que en México.
Tabla 7 Niveles de reproducción material de los hogares según forma de inserción socio-ocupacional. Argentina y México, 2018
| Argentina | México | |||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Asal. Prot. | Asal. Prec. | No asal. | Mixto | Total | Asal. Prot. | Asal. Prec. | No asal. | Mixto | Total | |
| Menos de 1 CB | 13,8 | 45,4 | 51,6 | 31,2 | 32,5 | 32,6 | 46,5 | 57,8 | 33,1 | 41,5 |
| 0-0,49 CB | 2,3 | 19,6 | 28,3 | 10,4 | 13,0 | 7,8 | 14,1 | 26,9 | 6,7 | 12,6 |
| 0,50-0,99 CB | 11,5 | 25,8 | 23,2 | 20,8 | 19,5 | 24,8 | 32,4 | 30,9 | 26,4 | 28,9 |
| Igual o más que 1 CB | 86,2 | 54,6 | 48,4 | 68,8 | 67,5 | 67,4 | 53,5 | 42,2 | 66,9 | 58,5 |
| 1-1,49 CB | 14,8 | 20,1 | 16,0 | 20,3 | 17,6 | 19,2 | 23 | 17,6 | 26,4 | 21,7 |
| 1,5-1,99 CB | 14,6 | 12,3 | 9,5 | 14,8 | 13,1 | 13,4 | 12,2 | 8,4 | 15,8 | 12,7 |
| 2 CB o más | 56,7 | 22,2 | 23,0 | 33,8 | 36,7 | 34,8 | 18,2 | 16,3 | 24,7 | 24,1 |
| Total | 100 | 100 | 100 | 100 | 100 | 100 | 100 | 100 | 100 | 100 |
Fuente: elaboración propia a partir de EPH (INDEC, 2018) y ENOE (INEGI, 2018).
Desde la teoría de la reproducción de la fuerza de trabajo, se plantea que las capacidades de subsistencia familiar están asociadas a la posición del hogar en la estructura socio-ocupacional, y que dicha relación está modulada por las características sociodemográficas y los comportamientos laborales de los hogares. El análisis de regresión logística que se presenta a continuación se propone examinar la incidencia de estas dimensiones sobre el déficit de capacidades de subsistencia (Tabla 8). Los modelos incluyen 27.380 observaciones válidas en el caso de Argentina y 51.103 en el de México. Se evalúa el grado de ajuste de los modelos a partir de dos indicadores. En primer lugar, el R2 de Nagelkerke (una transformación del R2 de Cox y Snell que varía entre 0 y 1) indica un excelente grado de ajuste a los datos (0,572 y 0,461 para Argentina y México, respectivamente) de acuerdo con los parámetros habituales (Silva y Barroso, 2004). En segundo lugar, la capacidad clasificatoria global del modelo es apropiada, en la medida en que 83,9% de los casos en Argentina y 77,9% en México son correctamente asignados a la categoría observada de la variable dependiente.
Tabla 8 Determinantes del déficit de capacidades de subsistencia. Argentina y México, 2018. Odds ratio
| Argentina | México | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| Coef. | Error estándar | Exp(B) | Coef. | Error estándar | Exp(B) | |
| Características sociodemográficas | ||||||
| Sexo del jefe de hogar (Ref=Varón) | ||||||
| Mujer | 0,509 | 0,042 | 1,664*** | 0,239 | 0,031 | 1,27*** |
| Composición de parentesco (Ref=Nuclear biparental) | ||||||
| Unipersonal | 0,570 | 0,081 | 1,769*** | -0,013 | 0,058 | 0,987 |
| Nuclear monoparental | 0,342 | 0,058 | 1,407*** | 0,139 | 0,042 | 1,15*** |
| Extenso | 0,389 | 0,049 | 1,476*** | 0,087 | 0,030 | 1,091*** |
| Ciclo de vida familiar (Ref=Ciclo inicial) | ||||||
| Expansión y consolidación | -0,024 | 0,068 | 0,977 | 0,133 | 0,041 | 1,142*** |
| Salida | -0,211 | 0,065 | 0,81*** | -0,189 | 0,043 | 0,828*** |
| Escolaridad del jefe/a (Ref=Secundaria completa) | ||||||
| Hasta primaria | 0,726 | 0,048 | 2,067*** | 0,712 | 0,035 | 2,037*** |
| Secundaria incompleta | 0,493 | 0,053 | 1,638*** | 0,378 | 0,033 | 1,459*** |
| Universitario incompleto | -0,417 | 0,070 | 0,659*** | -0,268 | 0,061 | 0,765*** |
| Universitario completo y más | -1,474 | 0,067 | 0,229*** | -1,112 | 0,040 | 0,329*** |
| Comportamientos laborales | ||||||
| Relación consumidores/proveedores | 1,323 | 0,022 | 3,755*** | 1,276 | 0,015 | 3,581*** |
| Horas trabajadas por ocupado/a (Ref= 1 a 15 h) | ||||||
| 16 a 34 horas | -0,668 | 0,058 | 0,513*** | -0,885 | 0,067 | 0,413*** |
| 35 a 48 horas | -1,429 | 0,059 | 0,240*** | -1,671 | 0,066 | 0,188*** |
| Más de 48 horas | -1,553 | 0,069 | 0,212*** | -1,608 | 0,065 | 0,200*** |
| Inserción socio-ocupacional | ||||||
| Posición socio-ocupacional (Ref=Asal. protegido) | ||||||
| Asalariado precario | 1,696 | 0,052 | 5,451*** | 0,583 | 0,031 | 1,791*** |
| No asalariado | 2,530 | 0,063 | 12,554*** | 0,699 | 0,040 | 2,012*** |
| Mixto | 1,868 | 0,062 | 6,474*** | 1,283 | 0,041 | 3,609*** |
| Región | Sí | Sí | Sí | Sí | ||
| Constante | -4,912 | 0,114 | -2,658 | 0,088 | 0,070*** | |
| Estadísticos del modelo | ||||||
| Observaciones | 27,380 | 51,103 | ||||
| R2 de Nagelkerke | 0,572 | 0,461 | ||||
| % de aciertos | 83,9 | 77,9 | ||||
Nota: *** Estadísticamente significativos.
Fuente: elaboración propia a partir de EPH (INDEC, 2018) y ENOE (INEGI, 2018).
Con respecto a las características sociodemográficas, el análisis de regresión logística confirma que el sexo del jefe del hogar constituye un factor relevante en la propensión al déficit de capacidades de subsistencia. La razón de no cubrir el umbral de subsistencia se incrementa 1,7 veces entre los hogares con jefa mujer en comparación con los hogares encabezados por un varón en Argentina, y 1,3 veces en México. De modo que, en línea con los antecedentes mencionados, la jefatura femenina se asocia con un perfil de mayor vulnerabilidad socioeconómica (Arriagada, 2017; Montoya-García, 2017). En segundo lugar, para Argentina, todas las configuraciones en cuanto a composición de parentesco tienen una mayor propensión al déficit de capacidades de subsistencia (con niveles similares de probabilidad) en comparación con los hogares nucleares biparentales. Para México, las distintas composiciones de los hogares tienen un menor peso en el déficit y las configuraciones que mostraron incidir de forma significativa fueron la nuclear monoparental y, en menor medida, la extensa.
En tercer lugar, tal como se mencionó en la caracterización sociodemográfica de los hogares, se aprecia que el ciclo de vida familiar incide en la probabilidad de experimentar déficit de capacidades de subsistencia. Principalmente en México, los hogares con niños/as pequeños o en edad escolar tienen más chances de experimentar déficit que los hogares sin niños/as o con niños/as mayores. En tanto que, para ambos países, una mayor presencia de integrantes en edades productivas reduce las probabilidades de una reproducción material deficiente. Lo anterior revela la forma en que se interrelacionan las demandas de cuidado, la oferta de fuerza de trabajo y la reproducción material de los hogares. Por último, el nivel educativo del jefe/a juega un papel determinante en el análisis. Al respecto, cabe señalar que esta variable recoge una serie de procesos vinculados con la estratificación social de los hogares. La pauta es muy similar en Argentina y en México en términos de los odds ratio estimados: los hogares con jefes/as que tienen baja educación están significativamente más expuestos al déficit que aquellos con mayor educación. Así, por ejemplo, en Argentina los hogares encabezados/as por jefes con nivel educativo universitario y más reducen en 77% su propensión al déficit en comparación con los hogares que tienen un jefe/a con secundaria completa, mientras que para los hogares mexicanos la reducción es del 67%.
Se presentan en el modelo dos covariables que remiten a los comportamientos laborales de los hogares. En primer término, la relación consumidores/proveedores (tasa de dependencia) que, tal como fue mencionado, ofrece una aproximación más robusta que el número de ocupados/as o el tamaño del hogar dado que da cuenta del balance reproductivo que existe en las unidades familiares (Montoya-García, 2017; Poy, 2020). Así, por cada aumento unitario de la tasa de dependencia, la razón de probabilidad de no cubrir las necesidades materiales aumenta casi 4 veces (3,8 en Argentina y 3,6 en México). Este coeficiente es altamente significativo y relevante en el modelo de regresión. En segundo término, una vez que se controlan distintos atributos socioeconómicos y sociodemográficos de los hogares, se observa que una mayor dedicación horaria reduce los riesgos de no cubrir las necesidades materiales del hogar. Conforme aumenta la intensidad laboral del hogar, se reduce la probabilidad de experimentar déficit de capacidades de subsistencia: entre los hogares cuyos ocupados/as trabajan, en promedio, 35 o más horas por semana, la propensión de experimentar déficit se reduce entre 75% y 80% en comparación con aquellos cuyos ocupados/as tienen jornadas inferiores a 15 horas semanales. Estos resultados son coherentes con los que se encuentran actualmente para otros países del mundo, incluso desarrollados.
La inserción socio-ocupacional del hogar -nuestra variable analítica principal- estructura oportunidades diferenciales en términos de capacidades de reproducción socioeconómica que se mantienen incluso controlando las características sociodemográficas y los comportamientos laborales de los hogares. Si bien en el resto de los atributos analizados no se encontraron diferencias sustanciales entre México y Argentina, aquí se aprecia que en este último caso la posición socio-ocupacional del hogar juega un papel mucho más determinante. En los hogares asalariados precarios, la razón de déficit de capacidades de subsistencia se incrementa 5,5 veces con respecto a los hogares asalariados protegidos en Argentina, mientras que esta razón es solo 1,8 veces en México. En ambos países, los hogares no asalariados registran los mayores niveles de probabilidad de experimentar déficit de capacidades de subsistencia, pero nuevamente dichas diferencias son mucho más ostensibles en Argentina que en México (12,5 veces más chances en comparación con hogares asalariados protegidos, frente a 3,6 veces). Los hogares mixtos se encuentran en una situación intermedia: en Argentina, la razón de no cubrir los requerimientos reproductivos se incrementa 6,5 veces en comparación con los hogares asalariados protegidos y 2 veces en el caso mexicano.
5. Conclusiones
Este artículo aportó nuevos elementos para comprender la trama de los procesos de empobrecimiento que atraviesan a nuestra región a partir del estudio comparado de dos casos nacionales, Argentina y México. Se ha retomado la perspectiva analítica de la reproducción de la fuerza de trabajo, en la que determinantes de nivel macrosocial (como la estratificación y la heterogeneidad ocupacional) y microsocial (los comportamientos sociodemográficos y laborales de los hogares) se articulan para explicar las desigualdades en las condiciones materiales de vida. Para llevar adelante los estudios de caso, se emplearon microdatos de encuestas de hogares urbanos -la EPH para Argentina (INDEC, 2018) y la ENOE para México (INEGI, 2018)-, que fueron homogeneizadas a los fines de la comparación transversal.
El estudio de casos comparados permitió exhibir que dos países latinoamericanos de ingresos medianos, similares niveles de desarrollo económico e inserción periférica en la nueva división internacional del trabajo (apoyada en el aprovechamiento de ventajas comparativas estáticas), comparten un perfil de heterogeneidad ocupacional marcado por la alta informalidad y la precariedad laboral. Y esta desigual forma de inserción socio-ocupacional de los hogares de trabajadores/as se asocia con distintas características sociodemográficas y comportamientos laborales. Los hogares de trabajadores/as asalariados precarios son más numerosos y jóvenes que el promedio, lo que condiciona su oferta laboral al tiempo que tienen mayores requerimientos de consumo. Los hogares no asalariados -típicamente ligados al sector informal-, por su parte, son más pequeños y atraviesan un ciclo vital avanzado, pero tienen menor disponibilidad de fuerza de trabajo y perciben menores ingresos por trabajo, restringiendo su capacidad para enfrentar desbalances reproductivos. En el otro extremo, los hogares asalariados protegidos tienen tamaño más reducido, menores demandas de consumo y tasas de dependencia algo menores que el conjunto.
La comparación también exhibió diferencias entre los dos países analizados en cuanto a los indicadores laborales y las capacidades de reproducción material de la fuerza de trabajo. México presenta peores condiciones que Argentina en cuanto a jornadas de trabajo e ingresos laborales, incluso para aquellos que cuentan con protección social. Por un lado, resulta evidente que Argentina conserva mayores niveles salariales y de ingresos por cuenta propia que México, al menos para el período analizado. Por otro lado, parecen existir diferencias importantes en cuanto a la capacidad protectora que mantienen las legislaciones laborales. Es razonable asumir que ello guarde relación con el disímil rol de cada país en la división internacional del trabajo, en el caso de México mucho más orientado al aprovechamiento de la oferta de fuerza de trabajo a bajo coste para la industria de ensamble.
Una conclusión fundamental de este artículo es que la heterogeneidad ocupacional de los países analizados juega un rol determinante en las desiguales capacidades de reproducción material de los hogares urbanos. Tanto en Argentina como en México, los hogares de trabajadores no asalariados o asalariados precarios están particularmente expuestos al déficit de capacidades de subsistencia, debido al nivel insuficiente de ingresos laborales que logran reunir mediante su participación económica. Es decir que la persistencia de un heterogéneo sector informal y de una extendida precariedad laboral se expresan en las condiciones de vida de los hogares y los exponen al riesgo de una reproducción material deficiente. Como reveló el modelo de regresión logística para Argentina y México, esta pauta estructural opera incluso más allá de las características sociodemográficas de los hogares y del esfuerzo económico-productivo que despliegan sus integrantes.
En síntesis, los hallazgos de este artículo sugieren que la vigencia de una pauta estructural de desigualdad socio-ocupacional tiene consecuencias en la reproducción de una matriz de empobrecimiento. La reproducción deficiente de una fracción significativa de la fuerza de trabajo de los hogares en América Latina no puede separarse de la ausencia de procesos de convergencia productiva, cambio estructural progresivo y mecanismos de protección social extendidos. En próximas investigaciones, cabrá examinar el grado en que los resultados hallados pueden extenderse a otros países de la región.
