Capítulo 3 Resultados

3.1 Descriptivos

Antes de proceder con el análisis de los modelos, en la 3.1 y 3.2 se muestra las tendencias de feminización de la sindicalización de los 45 países en estudio, siendo divididas entre aquellas que tienen una sindicalización feminizada a la fecha (3.1) y aquellas que aun tienen una afiliación sindical masculinizada (3.2). En la actualidad, la mayor parte de los países estudiados presentan una sindicalización feminizada (25 de 45 países). De estos, Finlandia, Dinamarca, Suecia, Islandia e Irlanda destacan por ser pioneros en tener afiliaciones sindicales más feminizadas. Si bien los países nórdicos inaguraron en los 80 índices que superaban la igualdad de densidad sindical entre hombres y mujeres (eg. $FUDi$ > 1), ya desde 1990 a esta tendencia se suma el Reino Unido, Canadá y Australia. Ahora bien, a diferencia de los países escandinavos que muestran una serie más bien estable (a excepción de Noruega), estos últimos países demuestran una evidente tendencia hacia la feminización de la sindicalización. Sumando a este marco el caso de Estados Unidos (que se indica en Figura 3.2 pues aun no alcanza la feminización) es posible notificar una posible convergencia entre la feminización sindical y la instalación del neoliberalismo en esas naciones (siendo un caso emblemático Inglaterra). De hecho, países con tendencias de distribución similares a los países antes indicados son Brasil y Chile, pero que evidencian la feminización sindical tiempo más tarde, específicamente desde la segunda década del siglo XXI. Otros países a destacar son los ex-soviéticos (Rusia y los bálticos como Estonia, Letonia y Lituania), los ex-países yugoslavos (Eslovenia y Croacia) y latinoamericanos (México y Uruguay), que solo considerando las estadísticas disponibles, son países estables en el tiempo y que siempre han tenido una sindicalización feminizada o igualitaria.

$Evolución de la feminización de la densidad sindical en países donde el último año la densidad sindical estuvo feminizada. En color morado están indicados los países que tuvieron un $\triangle FUD_i$ favorable a la feminización.$

Figura 3.1: Evolución de la feminización de la densidad sindical en países donde el último año la densidad sindical estuvo feminizada. En color morado están indicados los países que tuvieron un $\triangle FUD_i$ favorable a la feminización.

Pero como indicamos al inicio, a la fecha hay al menos 20 países que no han alcanzado la feminización (Figura 3.2). Entre ellos destacan diversos países como Francia (reconocido por su baja densidad sindical de cerca un 8% (Visser 2006), pero con alta cobertura de la negociación colectiva), Argentina (nación latinoamericana destacada por su fuerte tradición sindical (Cook y Bazler 2013) y Alemania (país donde los trabajadores tienen un importante poder sindical (Hassel y Schroeder 2019)).

Ahora bien, en la Figura 3.1 podemos notar una diferenciación de colores, que en resumidas palabras, indica si la variación de los últimos años es a favor de la feminización (coloreadas de púrpura) o a favor de la masculinización (coloreadas de celeste). Con esta información podemos vislumbrar que en los últimos años, al menos un 60% de los países masculinizados está en tendencia de feminizar su sindicalización. De hecho, países como Estados Unidos, los Páises Bajos, Portugal, Suiza y Eslovaquia tienen una clara pendiente positiva hacia el aumento de mujeres en organizaciones sindicales. Existen casos particulares como Turquía que en la última década registró una variación favorable para las mujeres.

$Evolución de la feminización de la densidad sindical en países donde el último año la densidad sindical estuvo masculinizada. En color morado están indicados los países que tuvieron un $\triangle FUD_i$ favorable a la feminización, mientras que en celeste aquellos que mantienen y profundizan la tendencia a la masculinización.$

Figura 3.2: Evolución de la feminización de la densidad sindical en países donde el último año la densidad sindical estuvo masculinizada. En color morado están indicados los países que tuvieron un $\triangle FUD_i$ favorable a la feminización, mientras que en celeste aquellos que mantienen y profundizan la tendencia a la masculinización.

En consecuencia, tanto los países feminizados como los masculinizados muestran dos tendencias evidentes: (1) hacia la estabilización, que significa que los países tienden a mantener la misma división sexual de la sindicalización (un 28,8% de los países en estudio); (2) hacia la feminización de la densidad sindical, que como hemos descrito hasta ahora, sus niveles e inicios han estado asociado a ciertas regiones y grupo de países.

En la Tabla 3.1 se reportan estadísticos descriptivos para todas las variables en análisis, considerando no solo la distribución mundial sino que los mínimos y máximos indicando el país y fecha involucrada. La feminización de la densidad sindical tiene una media de 0.95, esto significa que considerando todos los años y países, en promedio el índice está bajo 1, y en consecuencia, la sindicalización entre 1980 a 2018 en los 45 países en estudio estaría masculinizada pero muy cercana a la igualdad. Ahora bien, considerando la distribución y escala de $FUDi$, la dispersión de los datos es considerable (0,34). La masculinización de la sindicalización más alta ocurrió el año 1974 en Suiza, tres años después de que se generalizara el voto femenino en esa nación, mientras que la máxima feminización de la densidad sindical ocurre ya a inicios del siglo en México (2000), Estonia (2003) y Letonia (2007) puntuando la sindicalización femenina un poco más del doble que la sindicalización masculina. A diferencia de Estonia, donde entraron en vigor una de las leyes de igualdad de género más importantes pues se definieron medidas específicas en contra de la discriminación directa e indirecta en contrataciones y salarios,¹⁰ en el caso de México¹¹ y Letonia¹² hitos de esa envergadura no son tan evidentes.

Tabla 3.1. Estadísticos descriptivos de variables incorporadas en los modelos que predicen la feminización de la densidad sindical

Variable	Media	Desviación Estándar		Mínimo		Máximo
Dependientes
FUDi	0.95	0.34	0.29	Switzerland (1974)	2.12	Latvia (2007), Estonia (2003) y Mexico (2000)
Var. FUDi	0.01	0.12	-0.41	Latvia (2015)	0.71	México (2000) y Chile (2018)
Último FUDi	1.02	0.32	0.41	Korea (2018)	1.71	New Zealand (2018)
Cíclo económico
Fem. Desempleo	1.19	0.35	0.42	Korea (1989)	2.69	Australia (1970)
Salario Mínimo Real	9430.77	7922.59	0.00	Nordic countries	29635.51	Netherlands (1979)
Productividad laboral	1.76	2.56	-5.81	Luxemburg (2008)	19.87	Ireland (2015)
Estructurales
Fem. Participación laboral	0.79	0.28	0.27	Netherlands (1975)	2.23	Norway (2014)
Fem. Sector servicios	1.40	0.17	0.53	Korea (1991)	1.74	Ireland (2006)
Fem. Incidencia empleo part time	2.97	2.07	0.40	United States (1970)	17.48	Germany (1983)
Institucionales
Coordinación salarial	2.44	1.38	1.00	Chile (1973-2018)*	5.00	Central Europe (1970-1980)
Controles
Cobertura negociación colectiva	51.88	29.67	1.20	Chile (2003-2006)	100.00	Austria (1990-2015)
Densidad sindical	31.53	20.13	4.71	Estonia (2005) y France (2008)	97.17	Sweden (1994)
Fuente: Elaboración propia en base a FDL (2020)

Como se indicó a un inicio de esta investigación, la feminización de la sindicalización es un fenómeno reciente. Muestra de ello no es solo que los $FUDi$ más altos daten en las últimas dos décadas, sino que si se mira la última estadística disponible para cada país, en promedio el $FUDi$ alcanza a nivel mundial un 1,02, siendo Nueva Zelanda el territorio que alcanzó un mayor índice de feminización sindical. Si bien el indicador es cercano a la igualdad en la densidad sindical, es importante notar que las variaciones más grandes a favor de la densidad sindical femenina están ocurriendo en los últimos años (eg. Chile (2018)) y en promedio superan las variaciones negativas del $FUDi$.

A diferencia de la variable dependiente, los factores asociados al ciclo económico concentran sus casos influyentes en las últimas tres décadas del siglo XX. El desempleo femenino es cerca de 3 veces mayor que el desempleo masculino en Australia de 1970, año en que aún no se veían atisbos de feminización de la sindicalización en dicho país. En relación con el nivel de salarios mínimos reales destacan dos extremos: por un lado, en el auge del Estado de Bienestar de los Países Bajos, se logra un mínimo salarial de $29.635,35 dólares anuales, cifra 3 veces mayor al nivel promedio a nivel mundial; por otro, los países del Europa del Norte como Suecia, Noruega y Finlandia marcan el mínimo al no tener definido legalmente un salario base.

En relación a las determinantes estructurales, es importante notar que, en términos agregados nacional y temporalmente, el sector servicios y el empleo parcial están altamente feminizados. Sin embargo, este mismo escenario no se repite en la participación laboral. En parte, esto se debe a casos donde la participación laboral femenina es cerca de 5 veces más baja que la participación laboral masculina (eg. los Países Bajos en 1975). Del mismo modo, la variable del empleo parcial está altamente influida por la feminización del empleo parcial que ocurrió en países como Alemania y Francia durante los 90 como una medida para reducir costos laborales y explotar la flexibilidad del mercado laboral femenino (Maruani 1997, 70-73).

Ahora bien, si se mira temporalmente el panorama de los factores estructurales, podemos notar que los máximos de feminización de la participación laboral nacional y en el sector servicios ocurren principalmente durante el siglo XX, y coincidentemente, en países que indicamos en la Figura 3.1 tienen una sindicalización que se feminizó a inicios de los años 2000.

Tomando en cuenta las variables institucionales, podemos notar que la mayor coordinación salarial y cobertura de la negociación colectiva se concentra en los países del Europa Central. Temporalmente es posible posicionarlos durante el desarrollo y caída de los Estados de Bienestar. La densidad sindical, por su parte, también se identifica en estos países pero temporalmente posterior a los auges de la coordinación salarial. En oposición a esas estadísticas de coordinación y centralización, Chile aparece como un caso emblemático de baja coordinación salarial (principalmente una negociación ubicada a nivel empresa) y de baja cobertura de los acuerdos colectivos, incluso después del fin de la dictadura, que erosionó sus bases sindicales (Durán 2019)

En términos globales podemos indicar que, en su mayoría, la coordinación y centralización son bastante bajas: en primer lugar, en promedio la negociación salarial no sale del nivel de la empresa; en segundo, la densidad sindical nacional solo alcanza un poco más de un cuarto de la fuerza de trabajo; por último, la cobertura de los acuerdos colectivos solo alcanzan a la mitad de quienes participan laboralmente.

3.2 Modelos de Feminización de Densidad Sindical

El modelo mundial es presentado en la Tabla 3.2 y Tabla 3.3, donde se presentan los efectos a corto y largo plazo de las covariables de la feminización de la densidad sindical para los 45 países en estudio. A partir de un modelo general, se estiman los efectos de las determinantes cíclicas, estructurales e institucionales, que por las características del modelo, controla por el efecto del pasado del mismo $FUDi$ (i.e, autoregresivo), los efectos fijos específicos por país (por sus características panel), el ajuste de la negocación colectiva y la densidad sindical nacional. Esta estimación se realiza a partir del cálculo de una ecuación de equilibrio que incorpora las variables a largo plazo (esto es, la feminización de la participación laboral. del sector servicios y del empleo a jornada parcial) y una a corto plazo (esto es, productividad laboral, salarios mínimos y feminización del desempleo), indicándose los coeficientes de regresión no estandarizados y entreparéntesis los errores estándares corregidos por panel

3.2.1 Estimación de efectos a corto y largo plazo sobre la feminización de la densidad sindical

A continuación se procederá a discutir para cada una de las hipótesis, los resultados del modelo mundial que predice la feminización de la densidad sindical, pero que como anunciamos en el apartado de Métodos, como una forma de enfrentar el sesgo de selección que se produce entre los países latinoamericanos y europeos, y verificar la robustez del modelo, se estimaron dos modelos regionales.

**Tabla 3.2.** Modelos Panel Autoregresivos con Error de Corrección para predecir la Feminización de la sindicalización en 45 países, 1980-2018, Efectos a corto y largo plazo [$^{a,b,c}$]
	Modelo 2
	Mundial	Latinoamérica	Europa
diff. Fem. Desempleo	-0.01	-0.08^*	-0.00
	(0.02)	(0.05)	(0.02)
diff. Productividad laboral	-0.00	0.00	-0.00
	(0.00)	(0.00)	(0.00)
diff. Salarios Mínimos Reales	-0.00	0.00	-0.00
	(0.00)	(0.00)	(0.00)
Lag Fem. Participación Laboral	0.03^**	0.37^**	0.07^***
	(0.01)	(0.18)	(0.03)
Lag Fem. Sector Servicios	0.07^***	0.28^*	-0.23^**
	(0.02)	(0.15)	(0.11)
Lag Fem. Incidencia empleo part-time	-0.00	0.02^*	-0.00
	(0.00)	(0.01)	(0.00)
Lag Coordinación Salarial	-0.00^**	-0.01	-0.01^***
	(0.00)	(0.02)	(0.00)
Lag(FUDi)	-0.04^***	-0.19^***	-0.18^***
	(0.01)	(0.07)	(0.05)
Adj. R^2	0.35	0.27	0.14
N obs	661	132	271
$^{*}$ p < 0.01; $^{}$ p < 0.05; $^{}$ p < 0.1 Nota*: a. Coeficientes a corto (diff) y largo plazo (lag) (errores panel corregidos entreparéntesis) b. Variables incluidas en el modelo pero no son mostradas son efectos fijos por países y controles estadísticos como densidad sindical nacional y cobertura de la negociación colectiva; c. Modelo autoregresivo de primer orden con errores corregidos específicamente para panel desbalanceado, por método de Beck y Katz (1995) (Panel Cluster Error Correction); d. Coeficientes son estadísticamente significativos según test de Wald (test de dos colas)

3.2.1.1 El efecto de los cíclos económicos

Considerando los determinantes cíclicos, esto es, principalmente como incide la feminización del desempleo en la feminización sindical, a nivel mundial no existe evidencia concluyente sobre el efecto negativo de la feminización del desempleo sobre la feminización sindical. Ahora bien, si se mira el modelo para América Latina, con un 90% de confianza podemos rechazar la hipótesis nula, indicando que existe evidencia favorable sobre el efecto negativo que tiene la feminización del desempleo sobre la feminización sindical ($\beta$ = -0.08, SE = 0.05 , p < .01), controlando por el resto de las variables del modelo. Mientras que, si solo se apunta al modelo europeo, notaremos que, a corto plazo, la feminización del desempleo no tiene un impacto significativo sobre la feminización sindical.

Tomando en cuenta los antecedentes sobre el fenómeno, tanto el resultado para el modelo mundial como el de las regiones es esperable. Como se indicó en la revisión de literatura, la $H_1$ indica que en periodos de alto desempleo se puede evidenciar una disminución del desempleo femenino y un aumento del masculino (masculinización del desempleo), y con esto la sindicalización femenina aumentará y la de los hombres disminuirá (feminizándose la sindicalización). El mecanismo que explica esto, establece que, a corto plazo, el aumento de la empleabilidad femenina en estos periodos de aumento generalizado del desempleo se asociaría a puestos de trabajo precarios para las mujeres, y en consecuencia, llevaría a las trabajadoras a sindicalizarse como un modo de resguardar sus condiciones laborales.

Ahora bien, estas hipótesis pueden ser puestas en duda para aquellos países donde existen robustos sistemas de seguridad social o con control sindical de los beneficios de cesantía, en la medida en que los auges en el desempleo podrían significar, a corto plazo, un aumento general de la sindicalización, sin distinción por sexo. Como indica Ebbinghaus, Göbel, y Koos (2011) existe evidencia sobre lo anteriormente indicado para países europeos (eg. Bélgica, Dinamarca, Finaldia, Suecia e Islandia), y por ello, la relación entre feminización del desempleo podría no ser concluyente para Europa. En ese sentido, es esperable que el modelo mundial no presente coeficientes significativos, en gran medida por la influencia de los países europeos sobre el modelo general.

Pero por otro lado, en los países en estudio de América Latina, no existe ese tipo de modelos de seguridad de desempleo, son más bien modelos de ahorro individual (Huber y Stephens 2000). Los resultado permiten inferir que existe un efecto positivo de la masculinización del desempleo sobre la feminización sindical. Es importante reportar que cuando los modelos fueron probados solo con el nivel de desempleo femenino, los coeficientes no resultaron significativos. Esto es indicativo de la importancia de la relación entre el desempleo femenino y masculino para entender la feminización sindical, debido a que tal como señaló Humphries y Rubery (2010) en estos contextos de contracción económica ocurren aumentos del desempleo de hombres y disminución de la de mujeres, derivado de una la política económica de involucrar más mujeres en el mercado laboral basada en pagar mano de obra más barata y flexible para la reducción de costos laborales. Como consecuencia de ello, la pauperización a la que son sometidas las asalariadas, se producen desagravios entre ellas que las conducen a la sindicalización (Cox et al. 2007, 719), pero a la vez disminuyen los hombres en los sindicatos por el efecto del desempleo.

En este caso es importante indicar que estos resultados son válidos incluso controlado por otras variables del modelo, como por ejemplo, la feminización de la participación laboral. Esto significa que incluso controlando por cuántas mujeres participan en el mercado laboral, la masculinización del desempleo podría tener un impacto positivo en la feminización sindical si y solo si se controla por la presencia y/o ausencia de políticas sociales de desempleo.

Los salarios mínimos reales y la productividad fueron incorporadas como variables neutras al género, como un modo de testear la hipótesis procíclica de las densidades sindicales y los cíclos de auge. Como se puede ver en la Tabla 3.2 los coeficientes no resultaron significativos, y sólo en el caso de América Latina se ve un efecto positivo muy menor de los salarios reales sobre la feminización de la densidad sindical.

Con los resultados reportados se puede concluir dos puntos centrales sobre las determinantes cíclicas: (1) no hay evidencia concluyente del efecto de la masculinización del desempleo sobre la feminización sindical, así como tampoco de otras variables de ciclo económico; (2) los modelos regionales nos aportan lo sensible que podrían ser variables como estas a, por ejemplo, ausencia o presencia de sistemas de seguridad social. Por último, es importante no olvidar que todos estos coeficientes son probados a corto plazo ¿qué incidencia podrán tener estas a largo plazo?

3.2.1.2 ¿Cómo afecta el crecimiento de las pink collars?

Se planteó en la $H_2$ que, con la feminización del mercado laboral, a largo plazo se generará un cambio en la estructura sindical que, por un lado, va a producir un aumento de la densidad sindical femenina y, por otro, una salida de la membresía masculina (exit según Haile (2017)).

Con respecto a la feminización de la participación laboral, el modelo mundial muestra evidencia favorable para indicar un efecto positivo de esta variable sobre la feminización de la densidad sindical ($\beta$ = 0.03, SE = 0.01 , p < .005), controlando por el resto de las variables. Del mismo modo, en ambos modelos regionales se evidencia un efecto positivo, mostrándo un tamaño de efecto considerable en América Latina ($\beta$ = 0.37, SE = 0.18 , p < .005), y aunque menor, significativa para Europa ($\beta$ = 0.07, SE = 0.03 , p < .001), controlando por los factores cíclicos, institucionales y estructurales restantes.

En relación a la feminización del sector servicios se puede notificar que es la variable con mayor tamaño de efecto y significancia estadística. Por un lado, el modelo mundial permite rechazar la hipótesis nula pudiendo indicar que, ceteris paribus, con un 99% de confianza existe un efecto positivo de la feminización del sector servicios sobre la feminización de la densidad sindical ($\beta$ = 0.07, SE = 0.02 , p < .001). Si bien el centro de las hipótesis es la generalidad a nivel mundial, un resultado tan contradictorio en dirección para Latinoamérica ($\beta$ = 0.28, SE = 0.15 , p < .01) y Europa ($\beta$ = -0.23, SE = 0.11 , p < .01) debe ser discutido en profundidad.

Por último, si bien no se puede rechazar la hipótesis nula sobre el efecto de la feminización de empleo parcial sobre $FUDi$, para el modelo latinoamericano encontramos evidencia favorable sobre la relación positiva entre la feminización del empleo parcial y la feminización del sector servicios, controlando por el resto de las variables. Es probable esperar resultados no concluyentes para Europa (pudiendo influenciar el modelo general) debido a los diferentes modelos de empleo part-time que se instalaron en los países centrales (Rubery 1998, 140-42). Como se indicó en el apartado descriptivo, durante los 90 Alemania y Francia son dos casos de implementación de empleos parciales, sobre todo para mujeres, como un modo de reducir costos de producción; mientras que en Inglaterra y Suecia se produce este cambio a raíz de la expansión del sector de servicios sociales, salud y educación (Treas y Drobnič 2010).

En consecuencia, si se mira en general los resultados para los determinanes estructurales, es probable encontrar evidencia a favor de la hipótesis planteada. La lógica que subyace a las tres variables se desprende de que, a partir de 1980, la fuerza de trabajo femenina ha aumentado notablemente de la mano con la expansión del sector servicios, cambiando significativamente la composición de género de sectores económicos. La literatura planteó que con la incorporación de mujeres en la fuerza de trabajo y sindicatos, se produce un cambio en la estructura sindical que se pone en tensión con la estructura tradicional sindical dominada por los hombres, y por ello podría ocurrir también una ‘salida’ de los miembros masculinos (Haile 2017). En resumidas palabras, el corolario se cumple si crecen lo suficientemente las mujeres en la fuerza de trabajo, de tal modo de que la composición se feminice. Tal como se vio en la Figura 8 y 9, los sectores con mayor potencial se feminización son el sector servicios y el empleo part-time, dos sectores que con su feminización solo mostraron evidencia a favor de nuestras hipótesis en el caso del sector servicios (tal como indicó Artus y Pflüger (2015)) y solo para América Latina en el empleo parcial.

3.2.1.3 Los determinantes institucionales: la coordinación salarial

La hipótesis que busca medir el efecto de la centralización de la economía sobre la feminización sindical se testeó a partir de la coordinación salarial, que como indicamos en el capítulo metodológico, se mide en una escala de 1 a 5, donde 5 indica una mayor centralización y concentración de las negociaciones de condiciones laborales a nivel nacional. Con respecto a esta variable, ceteris paribus, en el modelo mundial es posible observar un coeficiente de -0.0005 ($\beta$ = -0.00, SE = 0.001 , p < .005), esto indica que si bien es significativa presenta un tamaño de efecto muy inferior considerando el coeficiente del resto de las variables del modelo. En estricto rigor, es posible rechazar la hipótesis nula, observando que a menor coordinación salarial mayor $FUDi$. Sin embargo, el tamaño del coeficiente hace pensar que, a pesar de que la variable fue ingresada al modelo para captar su incidencia a largo plazo, por su gran estabilidad temporal, puede que más que cambios temporales produzca diferencias entre los países. Otra opción se puede puntualizar si se puede vislumbran los resultados del modelo para América Latina y Europa, los que hacen posible pensar que si bien esta variable es significativa para Europa (tal como fuertemente argumentó Ebbinghaus, Göbel, y Koos (2011)), para América Latina estos resultados no son concluyentes, produciendo que el coeficiente general reduzca en su tamaño.

Ahora bien, más allá del tamaño del efecto, que a largo plazo una menor coordinación salarial produzca una mayor feminización sindical tiene sentido teórico y empírico. En primer lugar, el mecanismo de la hipótesis indica que, si la participación laboral femenina está creciendo, y hay falta o ausencia de coordinación salarial, más mujeres se sindicalizarán como un modo de mejorar las condiciones de trabajo (algo similar a lo indicado en la $H_1$ con feminización del desempleo). En segundo lugar, empíricamente nuestros datos muestran evidencia contundente de esa tendencia no-estacionaria de la participación laboral femenina, esto es, un aumento sostenido a corto y largo plazo de este predictor ($\beta$ = 0.26, SE = 0.07 , p < .0001; Dickey-Fuller = -9.8611, p < .001. Para más modelos ver Apéndice C), y que tal como muestran los resultados de la Tabla 3.2, cuando existe coordinación a nivel central de condiciones de trabajo, no se produciría un efecto de “conciencia en el trabajo”, esto es, una afiliación por búsqueda de un mayor bienestar laboral.

Necesariamente, dos puntos se deben concluir de este reporte: (1) el análisis debe poner entre comillas el aprobar la $H_3$, en primera instancia no solo por el pequeño tamaño del coeficiente, sino que, recordemos que estos regresores se calculan controlando por el resto de las variables del modelo, inclusive la feminización de la participación laboral. Por ello, modelar un efecto conjunto de estas variables implica estimar la mediación entre la participación laboral y el $FUDi$, posiblemente a partir de técnicas que mezclen este tipo de modelos time series cross national y un path analysis; (2) puede ser importante combinar análisis de los modelos reportados con un énfasis comparado entre países, de modo de dar mayor claridad empírica de cómo este indicador de centralización de las economías, en conjunto con las otras variables, puede explicar la feminización de la densidad sindical.

3.2.2 Ajuste global del modelos y Control

En relación al ajuste global del modelo, esto es, la proporción de la varianza del cambio en la feminización sindical predicha por los determinantes cíclicos, estructurales e institucionales es de un 35% ($R^2 ajustado$ = 0.35). En los modelos estimados con los controles cobertura de la negociación colectiva y densidad sindical del año anterior, estos no solo no son significativos, sino que también reducen el ajuste del modelo considerablemente ($R^2 ajustado$ = 0.06). Es por ello, que se decide mantener en el modelo mundial los controles autoregresivos y de efectos fijos, de modo de poder modelar los modelos regionales y no tener problemas de especificación (por el número de observaciones y el número de predictores). Los controles autoregresivos muestran ser significativos para la estimación global del modelo: en primer lugar, la estimación del modelo sin controlar por el efecto del pasado de la misma variable dependiente tiene un $R^2$ de 0.27 (en Apéndice C, ver comparación entre Modelo 0 y Modelo 1) y mostrando relaciones espúreas para algunas variables; en segundo lugar, cuando se realiza control por $lag(FUDi)$ se controlan las relaciones espúreas pero crece el $R^2$ a 0.96, lo que indica la necesidad de los controles autoregresivos para todos los predictores (en Apéndice C, ver Modelo 1). Como resultado, el modelo reportado en la Tabla 3.2 muestran un modelo que controlando por el efecto a corto y largo plazo del pasado de los predictores, obtiene un ajuste general aceptable y robusto.

Con todo, el potencial que muestran los modelos de series temporales es la posibilidad de testear si los efectos de estas variables son causales. A partir del método de Granger para análisis panel (en nuestro caso, time series cross national model), se estimó la relación causal de cada uno de nuestros predictores sobre $FUDi$ (ver Apéndice C, Tabla 3.3C). Los resultados muestran que la causalidad está concentrada en predictores que guardan relación con la feminización: por ejemplo, todas las variables estructurales ($H_2$), solo en feminización del desempleo ($H_1$) y sin evidencia concluyente en coordinación salarial y salarios mínimos reales.

$Tamaño efecto y significancia de coeficientes del modelo mundial para estimar la feminización de la sindicalización. Se indica el $R^2_{ajustado}$ a un costado derecho.$

Figura 3.3: Tamaño efecto y significancia de coeficientes del modelo mundial para estimar la feminización de la sindicalización. Se indica el $R^2_{ajustado}$ a un costado derecho.

En síntesis, los resultados muestran evidencia a favor de dos nociones generales que se plantearon en ¿Más mujeres en los sindicatos?, esto es, que aquellos factores que explican la feminización sindical pueden ser los que tradicionalmente han ocupado los estudios laborales, es decir, determinantes económicos-laborales propiamente tal. Pero, a su vez, esto no solo significa observar en general este tipo de factores (eg. el aumento del empleo), sino que testear estas determinantes económico-laborales en su “genderización” (eg. feminización del empleo). Y la evidencia presentada en los modelos es robusta a este respecto: en su mayoría, las variables de feminización del mercado laboral muestran resultados favorables a nuestras hipótesis (Figura 3.3), e inclusive, nos permiten hablar de que estas realmente explican los cambios en la feminización sindical (ie. una relación de causalidad).

En Estonia, recién el 26 de septiembre de 1991 entra en vigor la Convención sobre la eliminación de todas las formas de discriminación contra la mujer. Sin embargo, hasta el año 2000 se notifica que no hay nada en la legislación que especifique qué es la “discriminación en contra de la mujer”, produciéndose una convención que no tiene aplicación (ONU 2000). Entonces, durante el período 1995-2000, el Gobierno estonio analizó la situación de la mujer en el país y las posibilidades de ejercicio de sus derechos fundamentales en las distintas esferas de la vida social. Basado en los informes del Comité para la Eliminación de la Discriminación Contra la Mujer (CEDAW), el Gobierno decidió que era necesario redactar una ley especial sobre la igualdad en materia de género aclarando la terminología y las definiciones relativas a la igualdad de género, prohíbiendo la discriminación directa y establece medidas contra la discriminación indirecta. Es ahí cuando el Riigikogu (el Parlamento estonio) legisla leyes de contrato (artículos originales de 1992) y leyes de los salarios (artículos originales de 1994) se comienza a tener prohibiciones separadas y específicas para las mujeres (por ejemplo, es ilegal reducir salarios y preferir contrataciones por razones de sexo, estado civil, obligaciones familiares y/o estar organizada). Además, gracias al proyecto PHARE del Programa de las Naciones Unidas para el Desarrollo (PNUD) se pudo armonizar el resto de las leyes de igual trato y condiciones de empleo creándose la “ley sobre la igualdad del hombre y la mujer”. En este mismo proceso se rectifican varios convenios relativos a la protecciones sindicales (como el Convenio N° 135 de la OIT), y ahí hubo gran participación de la Unión Central Sindical de Estonia (la cual ya en la época tenía un 42,7% miembros mujeres).↩︎
Para el caso mexicano no existe evidencia concluyente sobre hitos que podrían haber marcado el peak en feminización sindical (año 2000). En la revisión de estadísticas del país entre 1995 y 2004, el porcentaje de mujeres en el parlamento y cámara de representantes presenta variaciones de rango medio comparándo con otros países de América Latina, como Argentina que muestra un aumento en un 12% (país con $FUDi$ masculinizado) y Brasil con uno de los porcentajes más bajos ($FUDi$ feminizado). En relación a estadísticas estrictamente laborales solo destaca el gran crecimiento del sector comercio y de la educación (Encuesta Nacional de Ocupación y Empleo), que se ve acompañado de la expansión de egresadas en carreras de estas áreas (estadísticas del ANUIES) (Zabludovsky 2007). Este tipo de variables son analizadas en los modelos, pero como se indicó no existe un hito tal como el de Suecia y Estonia.↩︎
El caso de Letonia tampoco presenta un hecho político importante. Ahora bien, hay dos puntos contextuales a destacar de este país y las economías bálticas. Por un lado, estos países presentaron un crecimiento económico rápido (crecimiento del PIB más grande en Europa) produciéndose un declive en el desempleo pero Estonia y Letonia fueron de los países que menos gastaron en protección social (Aidukaite 2009, 96-111). Pero lo que diferencia Letonia y Estonia (países con más alta feminización sindical) de Lituania (país sin feminización sindical notable) es la estructura familiar. Un estudio realizado por Katus et al. (2007) muestran modelos que predicen la formación de las primeras uniones sindicales entre 1960 a 1990, indicando que en Lituania el proceso ha sido más lento por que la estructura familiar tradicional ha perdurado (medido por número de matrimonios, convivencia marital, entre otros). Ahora bien, la evidencia no es concluyente y solo permite hipotetizar la razón de los peak en Letonia y Estonia.↩︎