PARTICIPACIÓN LABORAL DE LAS MUJERES EN LAS REGIONES DE CHILE

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1 Revsta UNIVERSUM Nº 25 Vol Unversdad de Talca Partcpacón laboral de las mujeres en las regones de Chle Luz María Ferrada Bórquez Plar Zarzosa Espna Pp. 79 a 99 PARTICIPACIÓN LABORAL DE LAS MUJERES EN LAS REGIONES DE CHILE Luz María Ferrada Bórquez (*) Plar Zarzosa Espna (**) RESUMEN Este trabajo mde el mpacto de varables explcatvas en la probabldad de partcpacón laboral de la mujer en las regones de Chle. Se estma medante modelos logt unecuaconales. Los resultados demuestran dferencas mportantes entre regones para las varables analzadas. El ngreso no laboral y la edad fueron las varables que mostraron mayor varacón en el efecto. Por el contraro, la educacón es menos dspersa, sn embargo camba de acuerdo a la edad. Palabras clave: Mujer - mercado del trabajo - regón. ABSTRACT The present work measures the mpact of explanatory varables for the probablty of female labor force partcpaton n the regons of Chle. For whch unequatons logt models. Results demonstrate sgn cant dfferences among regons for analyzed varables. Not labor Income for women and age were the varables that showed an effect of hgher dsperson. (*) Dra. en Economía Aplcada, Departamento de Cencas Admnstratvas y Económcas, Unversdad de Los Lagos, Chle. (**) Dra. en Cencas Económcas y Empresarales, Departamento de Economía Aplcada, Facultad de Cencas Económcas y Empresarales, Unversdad de Valladold, España. Artículo recbdo el 22 octubre de Aceptado por el Comté Edtoral el 23 de julo de Correos electróncos: lferrada@ulagos.cl pzarzosa@eaee.uva.es 79

2 Luz María Ferrada Bórquez - Plar Zarzosa Espna On the contrary, educaton was less dspersed, although t changed accordng to age. Keywords: Female - labor market - regon. 1. INTRODUCCIÓN Como se sabe, las tasas de actvdad laboral de las mujeres en Chle son muy bajas y además exsten altas dspardades entre regones. El objetvo del trabajo es analzar la partcpacón laboral de las mujeres en las regones de Chle. Para ello se estma la probabldad de partcpacón laboral que tenen las mujeres en cada regón, con varables explcatvas que mden característcas de la mujer (y de su hogar), las que se consderan exógenas. De esta forma, se obtenen trece modelos econométrcos unecuaconales ndependentes, cada uno de ellos ndca relacones causales partculares, entre las varables ndependentes y la probabldad de partcpacón femenna, en cada regón. En Chle se han realzados varas nvestgacones que estudan la problemátca a nvel naconal, en este artículo el objeto de estudo es explcar la partcpacón laboral de las mujeres en cada regón, suponendo que exsten partculardades que dferencan tal relacón causal en cada terrtoro. Otros estudos han estmado para Chle la relacón entre certas varables explcatvas y la probabldad de partcpacón de las mujeres. En esta nvestgacón consderamos por separado cada regón de Chle y vemos que el mpacto de cada varable camba de ntensdad por terrtoro, estmándose en algunos casos mpactos opuestos entre una regón y otra. El propósto del estudo es estmar dchas relacones regonales, de manera de argumentar posbles hpótess que nos permta nterpretar este comportamento. Además, este argumento coloca en evdenca la mportanca que tene estudar este tema desde las regones, ya que permte focalzar la formulacón y aplcacón de polítcas públcas regonales. El estudo utlza la base de datos de la Encuesta de Caracterzacón Socoeconómca Naconal (CASEN) del año 2000, a cargo del Mnstero de Plan cacón y Cooperacón Naconal (MIDEPLAN), que tene representacón regonal. Conforme al período de estudo, la nvestgacón se realza para las trece regones chlenas que exstían en el año La estructura del artículo es la sguente: en prmer lugar se explca el enfoque económco para abordar esta nvestgacón, segudo de la metodología econométrca. Posterormente, se fundamenta la manera de abordar la base de datos dado el dseño muestral, la seleccón de observacones, la espec cacón de 1 Chle se dvdde admnstratvamente en regones desde el año 1976, cuando se crearon las trece regones menconadas en el estudo. Sn embargo, a partr del año 2007, en que se dvderon la regón de Tarapacá y de Los Lagos, el país quedó conformado por qunce regones. 80

3 Partcpacón laboral de las mujeres en las regones de Chle las varables y de los modelos. Luego se presentan las estmacones, se calculan probabldades de partcpacón laboral de mujeres con dstntas característcas y para cada regón, se presenta el análss y nalmente las conclusones. 2. ENFOQUE ECONÓMICO Las teorías económcas para explcar las decsones de las mujeres sobre partcpacón laboral se fundamentan en los modelos de oferta laboral. Los más menconados en la lteratura son el modelo oco consumo (Borjas, 1996; Mc Connel et al, 2003) y el de Becker, 1965). Ambos se basan en la dea de que la mujer, ndvdualmente consderada, es el sujeto de las decsones relaconadas con la oferta de trabajo. La dferenca entre ellos está en que el modelo de Becker reconoce las actvdades doméstcas, luego se de ne la funcón de utldad en relacón a dstntos consumos o actvdades, entre ellas las actvdades doméstcas, y en cada una de ellas se da un proceso de produccón que requere benes ntermedos y tempo. Hay otros modelos que parten de la dea de que el sujeto de decsón en estos casos no es la mujer sno la famla consderada como un todo (Kosters, 1966; Ashenfelter y Heckman, 1974). Cada uno de estos modelos tene sus ventajas y sus nconvenentes. Sn embargo, sabendo que nnguno de ellos mejora de una manera sustancal la just cacón teórca básca acerca de la partcpacón laboral femenna, dado los objetvos de este estudo, se argumenta en relacón al modelo oco-consumo. En el modelo oco consumo se plantea que cada sujeto, al tratar de maxmzar su utldad se enfrenta a un problema de eleccón entre oco (L) y consumo (C), pues para consumr más se debe trabajar más y reducr el tempo dedcado al oco. El problema consste en maxmzar una funcón de utldad, U(C, L), que tene dos restrccones, una presupuestara y otra de tempo. Sean W la tasa salaral, h las horas de trabajo y V las rentas no salarales, el problema es: Max U = U(C,L) SA: (a) C = Wh + V (b) L + h =1 Dónde C=Wh+V es la restrccón presupuestara y L+h=1 la restrccón de tempo, sendo 1 cualquer undad de tempo. Reemplazando se obtene: Max U(Wh + V,1 - h) La condcón de prmer orden del problema de maxmzacón es: U h U = W C U L = 0 Luego en el óptmo se debe cumplr: U L U C = W 81

4 Luz María Ferrada Bórquez - Plar Zarzosa Espna De la expresón anteror se puede extraer una funcón de oferta ndvdual tpo: h = φ( W, V ). La relacón entre h y W puede ser postva o negatva (dependendo de s se trata de un efecto renta o susttucón), pero sempre la relacón entre h y V será negatva. Luego cada mujer decdrá s partcpa o no en el mercado laboral, dependendo de los valores de W y V. En consecuenca, cada mujer tendrá un salaro de reserva, en el sentdo de que no estará dspuesta a trabajar por un salaro nferor, es decr, la oferta laboral se hace cero para un salaro menor o gual que el de reserva. El salaro de reserva (W * ) depende de cada mujer y varía, por ejemplo, con las varacones de las rentas no laborales. S V aumenta el W * por el cual están dspuestas a trabajar tambén. En consecuenca, en las funcones de oferta laboral están re ejadas tanto las decsones de oferta propamente dcha (aumentar o reducr las horas de trabajo) como las de partcpar o no partcpar, y, las decsones de partcpacón laboral de la mujer se relaconan con su salaro de reserva (W * ) y con el de mercado. Por lo tanto, dado un salaro de mercado y conocendo (o estmando) el valor de W * de todas las mujeres que componen una poblacón determnada (de característcas homogéneas) comparando ambos salaros se puede conocer cuántas mujeres van a partcpar y cuántas no. Todas aquellas mujeres que tengan un salaro de mercado superor al de reserva partcparán y el resto no partcpará. En este contexto, s el salaro de mercado aumenta, más mujeres estarán dspuestas a trabajar, es decr, la tasa de partcpacón se ncrementa. Lo contraro sucederá s el salaro de mercado dsmnuye. Análogamente, cuando los salaros de reserva varían, la tasa de partcpacón tambén se mod ca. Por ejemplo, s el porcentaje de mujeres solteras en una regón es mayor que en otra, en condcones ceters parbus, es de esperar que la regón con un mayor porcentaje de solteras tenga una tasa de partcpacón mayor, ya que los salaros de reserva de las solteras suelen ser menores que los de las casadas. Tambén, s los subsdos por materndad son más generosos en una regón que en otra, la regón con mayores subsdos tendrá una tasa de partcpacón femenna más baja (ya que los subsdos por materndad ncrementan los salaros de reserva). Sn embargo aquí se presentan dos problemas, por un lado, los salaros de reserva no son observables y por otro, al trabajar con observacones de mujeres que partcpan y no partcpan en el mercado laboral, ocurre que para aquéllas que no partcpan el salaro de mercado no es conocdo. Por lo tanto, en ambos casos las varables deben ser estmada: para los salaros de reserva femennos se plantea una varable latente, estmada a través de otras varables observables relaconadas con: el número de hjos, el estado cvl y el salaro del mardo; por su parte, el salaro de mercado se estma medante dos varables, educacón y edad (como proxy de experenca laboral) y le llamamos salaro esperado (W e ). 3. MODELOS ECONOMÉTRICOS Los modelos econométrcos que se utlzan para estmar la partcpacón en el mercado 82

5 Partcpacón laboral de las mujeres en las regones de Chle laboral se enmarcan dentro de los denomnados modelos de eleccón dscreta, con varable dependente cualtatva bnara. En este caso, la decsón tene dos posbles alternatvas: partcpar y no partcpar en el mercado laboral 2 ; la mujer decdrá partcpar s el salaro de mercado es mayor que el de reserva, porque la utldad que le proporcona partcpar supera a la de no partcpar. Sguendo a Arcarons y Calonge (2008), Cabrer at al. (2001) y Greene (1999), en los modelos de utldad, está asocada a un sujeto de decsón y a una alternatva se puede expresar en funcón de un conjunto de varables característcas de los sujetos y de otro conjunto de varables característcas de las alternatvas, que pueden ser múltples. El modelo general se formula como: U j = j + j = X ß j + Z j + j Sendo: - U j es la utldad que le proporcona al sujeto la alternatva j. - j es el promedo de U j - j es la perturbacón aleatora que recoge la desvacón a la meda de U j. Se supone que el modelo está perfectamente espec cado y, por lo tanto, las perturbacones son varables ndependentes, con esperanza constante e gual a cero y varanza constante e gual a 2 σ µ - X es el vector la de varables característcas de los sujetos. - Z j es el vector la de varables que recogen atrbutos de las alternatvas. - ß j y a son los parámetros. Suponendo por smplcdad que, como ocurre en el caso de nterés de esta nvestgacón, sólo hay dos alternatvas posbles, partcpar y no partcpar en el mercado laboral, y que sólo exste un conjunto de varables explcatvas, el modelo anteror se podría espec car de la forma: U 1 = = x ß U 0 = = x ß Donde el subíndce 1 ndca que la mujer partcpa en el mercado laboral, el subíndce 0 que no partcpa, y el vector de varables explcatvas no depende de j, porque obvamente las varables que determnan la partcpacón y la no partcpacón son las msmas. La mujer decdrá partcpar s la utldad que le proporcona hacerlo es mayor que la que recbe no partcpando. Por lo tanto, s y es la varable dcotómca que representa la opcón elegda, se tene que: 2 Exsten dstntas formas de ntroducr los modelos de respuesta bnara, dependendo del fundamento económco de nterés. En este caso, se utlza el enfoque del modelo de utldad aleatora, ntroducdo por McFadden (1974). 83

6 Luz María Ferrada Bórquez - Plar Zarzosa Espna y { 1 s U 1 > U 0 0 s U 1 < U 0 Y, según el modelo espec cado anterormente, la probabldad de que la mujer - ésma elja partcpar en el mercado laboral está dada por 3 : Prob(y = 1) = Prob(U 1 > U 0 ) = Prob( 0-1 < 1-0 ) = prob[ 0-1 < x (ß 1 - ß 0 ) = F(x ß)], sendo F la funcón de dstrbucón, y dependendo de su forma funconal se obtene un modelo econométrco de varable dependente cualtatva concreto. Planteando el modelo en funcón de los salaros de mercado y de reserva, se tene: W e e W + µ = x β e + = * µ e W = W + µ = x + * * * β* µ * De gual forma, la probabldad de que la mujer -ésma elja partcpar en el mercado laboral está dada por: Prob(y = 1) = Prob(W e > U * ) = Prob( * - e < W e - W * ) = prob[ * - e < x (ß e - ß * ) = F(x ß)] Como se ha dcho, los dos tpos de salaros se aproxman a partr de un conjunto de varables que mden característcas de las mujeres y que forman el vector x, y la eleccón de la forma funconal de F determna el tpo de modelo econométrco de eleccón dscreta. La lteratura usualmente utlza la dstrbucón logístca o la dstrbucón normal; en este artículo se utlzará la prmera. 4. FUENTE DE INFORMACIÓN Y MODELO Los datos de esta nvestgacón se han obtendo de la encuesta CASEN del año 2000 (MIDEPLAN), con representacón en todas las regones de Chle. A contnuacón se presentan consderacones en cuanto a la muestra, las varables y la espec cacón del modelo econométrco Consderacones sobre el tpo de muestreo Para aplcar el análss estadístco es mportante tener en cuenta el dseño muestral. El tpo de muestreo utlzado en la encuesta CASEN 2000 es estrat cado, por conglomerado y probablístco. De acuerdo con ello, la base de datos ncorpora un factor de expansón para cada observacón, que depende del número de vvendas que tene el conglomerado geográ co y del número de conglomerados que tene el estrato, urbano o rural. Este factor se puede nterpretar como la cantdad de personas de la poblacón representada en una observacón de la muestra. 3 Estrctamente, se trata de la probabldad de partcpar, dado un vector X de las varables explcatvas, P(y = 1/x ), pero por smplcdad, se denota medante P(y =1) y más adelante medante p. 84

7 Partcpacón laboral de las mujeres en las regones de Chle Para la aplcacón del factor de expansón, en el trabajo se consderan los resultados de Deaton (1997, pp ). Él plantea que su uso dependerá de s se va hacer análss descrptvo o econométrco. A rma que en el prmer caso está claro que, para obtener conclusones para la poblacón, es necesaro utlzar los factores de ponderacón o expansón, sno el estmador que se obtenga va a estar sesgado e será nconsstente de la estmacón poblaconal. En el caso del análss econométrco no está claro que exsta una opcón mejor que la otra. Deaton (1997, pp ) a rma que s lo que se pretende es estmar los parámetros de una regresón clásca, el estmador es nconsstente cuando la muestra no es una muestra aleatora smple, pero en general, s se utlzan las ponderacones, el estmador tampoco es un estmador consstente, y que en muchos casos ponderar es al menos un esfuerzo nútl. Además, s la poblacón fuera homogénea, con coe centes guales en todos los sectores de la muestra, tanto los estmadores MCO como los MCO ponderados serían consstentes, pero sería más e cente el obtendo sn ponderacones por el teorema de Gauss-Markov (Deaton, 1997, p. 70). Por lo tanto, en este caso se resuelve ponderar para el análss descrptvo de las varables y no ponderar para las estmacones econométrcas Observacones muestrales La muestra para el estudo está formada por observacones, corresponden a mujeres entre 15 y 60 años de edad 4 que responden todas las preguntas asocadas a las varables de nterés, elmnando los regstros con datos omtdos en varables sgn catvas para el estudo. El cuadro 1 presenta la dstrbucón regonal de la muestra ponderada y sn ponderar. Cuadro 1: Dstrbucón regonal y país, de la muestra ponderada y sn ponderar REGIÓN MUESTRA PONDERADA MUESTRA SIN PONDERAR Frecuenca Porcentaje % acumulado Frecuenca Porcentaje % acumulado Tarapacá ,61 2, ,06 3,06 Antofagasta ,96 5, ,71 5,77 Atacama ,64 7, ,97 8,74 Coqumbo ,61 10, ,71 13,45 Valparaíso ,30 21, ,62 23,07 B. O Hggns ,11 26, ,31 30,38 Maule ,92 32, ,93 40,30 Bobío ,91 45, ,81 58,11 Araucanía ,42 50, ,69 67,80 Los Lagos ,82 57, ,77 76,57 Aysén ,56 57, ,17 77,74 Magallanes ,00 58, ,04 78,79 Metropoltana ,15 100, ,21 100,00 País , ,00 Fuente: Elaboracón propa Como se apreca, exsten grandes dferencas poblaconales entre las regones (muestra ponderada), en consecuenca los tamaños muestrales regonales son dversos, aún cuando, como resultado del tpo de muestreo utlzado, las dferencas regonales en 4 En Chle se consdera poblacón potencalmente actva las que tenen al menos 15 años de edad y la edad de jublar en las mujeres de Chle 85

8 Luz María Ferrada Bórquez - Plar Zarzosa Espna los tamaños muestrales son menores a las observacones poblaconales por regón. Por ejemplo, la Regón Metropoltana tene el 21% de las observacones muestrales, sn embargo concentra el 41% de la poblacón de mujeres en el tramo de edad selecconado (muestra ponderada) Varables Para dent car las varables se consdera la lteratura especalzada recente en Chle (Benven y Pertcara, 2007; Contreras, 2004, 2005 y 2006; Larrañaga, 2008; Pertcara, 2006), y luego para establecer la expresón y dmensón concreta de cada varable que ntervendrán en los modelos econométrcos, se estudan las tasas de actvdad de las mujeres por regón, de acuerdo al comportamento de varables que determnan el salaro esperado y el salaro de reserva. Dchas varables son: edad, educacón, stuacón conyugal, nños en el hogar y otros ngresos en el hogar. Para cada una de ellas, se estman las tasas de partcpacón laboral femenna, por regón y a nvel global, en dferentes tramos. Las varables selecconadas, así como sus dmensones para construr los modelos econométrcos, están espec cadas en el cuadro 2. Todas las varables explcatvas del modelo son cualtatvas, dcotómcas, y se consderan exógenas 5. 5 Algunos autores han estudado la posble endogenedad de algunas varables explcatvas (Alvarez, 2002 y Martnez, 2001), cuestón que se deja para futuras nvestgacones. 86

9 Partcpacón laboral de las mujeres en las regones de Chle Cuadro 2: Descrpcón de las varables a consderarlas en modelos econométrcos. Varable Etqueta De ncón Partcpacón laboral PARTICIP 1 = Partcpa en el mercado laboral; 0 = No partcpa. 15 a 29 años de edad EDAD1 1 = edad entre 15 y 29 años; 0 = Con más de 29 años. 30 a 44 años de edad EDAD2 1 = edad entre 30 y 44 años; 0 = menos 30 o más de a 60 años de edad EDAD3 1 = edad entre 45 y 60 años; 0 = menos de 45 años. Nvel educatvo EDUCACIO 1 = Con al menos educacón meda completa; 0 = Con nvel educatvo menor a meda completa. Stuacón Conyugal CASADA 1 = Casada o convvente; 0 = otro estado cvl. Nños menores en el hogar NIÑOS9 1 = con nños menores de 9 años en el hogar; 0 = Sn nños menores de 9 años en el hogar. Otros ngresos en el hogar OTROSING 1 = Exsten otros ngresos en el hogar (dstnto al que ella pueda generar por trabajo); 0 = No exsten otros ngresos. Edad controlada por nvel educatvo EDAD1*EDUCACIO EDAD3*EDUCACIO 1 = S pertenece al tramo de edad y cuenta con educacón meda completa; 0 = Cualquer otro caso. Edad controlada por stuacón conyugal Educacón controlada por stuacón conyugal Nños en el hogar por stuacón conyugal EDAD1*CASADA EDAD3*CASADA EDUCACIO*CASADA NIÑO9*CASADA 1 = S pertenece al tramo de edad y está casada o convve; 0 = En cualquer otro caso. 1 = S cuenta con educacón meda completa y está casada o convve; 0 = En cualquer otro caso. 1 = S tene nños en el hogar y está casada o convve; 0 = En cualquer otro caso. Fuente: Elaboracón propa 4.4. Espec cacón del Modelo Tenendo en cuenta las varables selecconadas, se espec can modelos logt unecuaconales (Amemya, 1988; Woldrdge, 2006), uno para cada regón 6. Fnalmente, para cada regón se espec ca la sguente ecuacón: 1 p = p(y = 1 /x ) = E(y /x ) = 1 + e -z Sendo, z = x β = β + β EDAD 1 β EDAD 1* EDUCACIO β EDAD 3* CASADA + β EDAD β EDUCACI + β EDAD 3* EDUCACIO β EDUCACIO * CASADA + β CASADA β NINO 9 + β EDAD 1* CASADA + + β NINO 9* CASADA 6 + β OTROSING 7 + Se establece una mujer de referenca que cuenta con las sguentes característcas: 6 Otro enfoque es la utlzacón de varables ctcas regonales, cuyos resultados son equvalentes. Esta metodología la adopta Mzala et al. (1999) para estmar oferta laboral en Chle. 87

10 Luz María Ferrada Bórquez - Plar Zarzosa Espna edad comprendda entre 30 y 44 años, (EDAD2 =1, EDAD1=0, EDAD3=0); nvel educatvo nferor a educacón meda completa (EDUCACIO=0); de estado cvl soltera (CASADA=0); sn nños menores (de 0 a 9 años de edad) en el hogar (NINO9 = 0), y, sn otros ngresos en el hogar (OTROSING = 0). El modelo se estma aplcando a cada ecuacón el método de máxma verosmltud (MV). Convene aclarar que en este caso no exste problema de seleccón muestral, conocdo como truncamento selectvo (Heckman, 1979; Greene, 1999, p. 839), ya que se estman modelos de partcpacón y no de oferta laboral, en cuyo caso habría que utlzar el número de horas ofertadas, que sólo se observa en los ndvduos que trabajan. 5. RESULTADOS El cuadro 3 muestra las estmacones por MV del modelo planteado anterormente, para cada una de las regones. Como se observa, la varable OTROSING es totalmente sgn catva para explcar la partcpacón de la mujer en el mercado laboral. El análss de la muestra sugró que el hecho relevante es s se dspone o no de otros ngresos adconales en el hogar, mentras que no tene clara relevanca la cantdad monetara que dchos ngresos consttuyen. Para llegar a esta conclusón, además se realzaron algunas pruebas. Dado que al de nr la varable como cualtatva (exsten o no esos ngresos), ndscutblemente se produce pérdda de nformacón, se estudó la nclusón de la varable en forma cuanttatva. Se analzaron tres opcones: nclur en el modelo sólo la varable cuanttatva; sólo la varable cualtatva; las dos varables juntas, aun sabendo que es posble generar un problema de multcolnealdad. La conclusón fue que la varable ngresos de nda en forma cuanttatva en general no es sgn catva, tanto en los modelos en los que aparece como únca varable que mde ese aspecto (en este caso la varable contnua sólo es sgn catva en dos regones, Valparaíso y Magallanes) como en los que aparece junto a la varable en forma cualtatva. Además, los resultados muestran que no se comete error de omsón al exclur la varable cuanttatva de un modelo en el que aparece OTROSING. En de ntva, al comparar las tres opcones medante los procedmentos de evaluacón, se obtuvo la conclusón de que la mejor estmacón se obtene ncluyendo solamente la varable cualtatva OTROSING. Por lo tanto, la varable relatva a otros ngresos en el hogar que mejor explca la partcpacón laboral de las mujeres en Chle es la dcotómca, que recoge el hecho de dsponer o no de otros ngresos en el hogar y no la cantdad que éstos consttuyen, que no parece relevante. Tambén se probó la ncorporacón de la varable nvel educatvo controlada por mujeres con y sn nños, (EDUCACIO*NINO9). Sn embargo se observó que presentaba problemas de falta de sgn cacón ndvdual en muchas regones y, tras aplcar las técncas de evaluacón del modelo, que se explcarán más adelante, se concluyó que no era una varable relevante, por lo que nalmente se descartó. 88

11 Cuadro 3: Coe cente, estadístco z y probabldades asocadas por regón. 89 TARAPA ANTOFAG ATACAM COQUIMB VALPAR O HIGG MAULE BIOBIO ARAUCANI LOS LA- AYSÉN MAGALL METROP GOS C 2,3465 2,3992 2,8266 1,9537 1,8888 2,0758 2,16 2,0607 1,4077 1,9502 2,4224 1,8007 2,4181 z-statstc 7,2026 5,8845 5,5342 4,638 8,3848 6,552 7, ,7732 6,1269 7,6496 3,4234 3, ,749 Prob , EDAD1-1,7058-1,7645-1,2488-1,3757-1,5332-1,0107-0,7563-1,1414-0,9033-1,1095-1,6663-1,355-1,8936 z-statstc -7,296-7,8251-6,7242-9, ,479-8,7274-7, ,3766-8,8279-9,9174-5,3278-3,483-24,1734 Prob EDAD3-0,7816-0,8198-0,3838-0,4057-0,7327-0,5801-0,6618-0,6962-0,5313-0,5348-0,8006-0,3792-0,9177 z-statstc -2,7885-3,0474 *-1,6139-2,3267-5,6126-3,9345-5,1061-7,4687-4,1394-3,8229 *-1,8619 *-0,8253-9,8857 Prob. 0,005 0,002 0,107 0, ,0001 0, EDUCACIO 0,2296 0,9349 0,5548 1,011 0,6806 1,06 0,8954 1,0357 1,2221 1,0003-0,1352 0,5022 0,617 z-statstc 0,8934 3,2359 2,0181 4,3725 4,6426 5,2143 5,2729 8,4834 7,1732 5,5345 *-0,2791 *1,2156 6,4113 Prob. 0,372 0,001 0, , CASADA -0,839-1,8073-0,9287-0,7104-1,1074-0,6945-0,7315-1,2338-0,9895-1,0474-0,6436-1,0064-1,2902 z-statstc -3,1669-7,0403-4,1529-4,1051-9,16-5,2114-6, ,6703-7,8993-8,1726 *-1,8749-2, ,6949 Prob. 0, , NINO9 0,1104-0,0071 0,1529 0,2557 0,1483 0,1515 0,1282 0,1746 0,1605 0,2037 0,1441 0,3889 0,1317 z-statstc 0,7378 *-0,0453 *1,0518 2,2433 *1,9374 *1,7061 *1,6799 3,0367 2,0353 2,4018 *0,5818 *1,3887 2,4771 Prob. 0,461 0,964 0, ,053 0,088 0,093 0,002 0,042 0,0163 0, ,0132 OTROSING -1,3335-1,5487-2,486-1,8166-1,1845-1,8692-2,1527-2,0325-1,6081-1,7794-1,6406-1,083-1,197 z-statstc -5,4128-4,2765-5,126-4,4378-5,6929-6,105-8, ,1225-7,4871-7,4223-2,4788-2,1634-9,3072 Prob , EDAD1*EDUCACIO -0,1331-0,7534-0,4336-0,8192-0,1555-0,8435-0,8211-0,648-1,0496-0,7991 0,1429-0,9156-0,2481 z-statstc *-0,5359-2,667 *-1,5840-3,443 *-1,0475-4,0864-4,7641-5,1026-6,0947-4,3474 *0,3174-2,2317-2,6311 Prob. 0,592 0,008 0, , , ,0085 EDAD3*EDUCACIO 0,0916-0,139-0,2293-0,4256 0,1435 0,0008 0,9524 0,5386 0,4974 0,3002 1,4778-0,0883 0,2714 z-statstc *0,3022 *-0,4440 *-0,6968 *-1,4750 *0,7886 *0,0030 4,2222 3,3489 2,2113 *1,3359 2,0312 *-0,1804 2,3653 Prob. 0,763 0,657 0, ,43 0, ,001 0,027 0,1816 0, ,018 EDAD1*CASADA 1,2333 1,753 0,7154 1,2625 1,3137 0,7552 0,6779 1,0978 0,8779 1,0573 1,3815 1,0846 1,7168 z-statstc 4,8153 6,4672 3,0304 6,6201 9,8012 4,9295 5,027 10,6452 6,2438 7,2801 3,6146 2, ,6342 Prob , , EDAD3*CASADA 0,6071 0,9881 0,2748 0,0032 0,3834 0,0295 0,0049 0,2379 0,1994 0,1421 0,4914 0,0022 0,5015 z-statstc *1,9983 3,2297 *0,9879 *0,0149 2,533 *0,1677 *0,0313 2,0324 *1,2507 *0,8581 *1,0261 *0, ,3416 Prob. 0,046 0,001 0,323 0,988 0,011 0,867 0,975 0,042 0,211 0,3908 0, EDUCACIO*CASADA 0,2611 0,3121 0,4131 0,6784 0,4632 0,5452 0,6501 0,8739 0,6484 0,8456 0,7718 0,9035 0,2964 z-statstc *1,1685 *1,2197 *1,6065 3,1196 3,3937 2,9266 4,1526 7,4922 4,1033 5,0843 *1,7771 2,337 3,4014 Prob. 0,243 0,223 0,108 0,002 0,001 0, , ,0007 NINO9*CASADA -0,407-0,2364-0,2695-0,8356-0,5438-0,6171-0,6501-0,5222-0,4776-0,6442-0,7288-0,924-0,601 z-statstc -2,0737 *-1,1148 *-1,3509-5,1442-5,0709-4,9046-5,8221-5,9909-4,0333-5,3886-2,2915-2,6143-8,2535 Prob. 0,038 0,265 0, , Partcpacón laboral de las mujeres en las regones de Chle Fuente: En base a las saldas EVews. Elaboracón propa.

12 Luz María Ferrada Bórquez - Plar Zarzosa Espna En relacón a la evaluacón del modelo, se sabe que s el modelo está correctamente espec cado, el estmador MV es consstente, asntótcamente e cente y asntótcamente normal (Wooldrdge, 2006, p. 625 y Wooldrdge, 2002, cap. 13), garantzándose con ello la valdez asntótca de las contrastes habtuales, entre ellos los de sgn cacón ndvdual y conjunta de las varables explcatvas en cada uno de los modelos ndvduales, lo que permte realzar la nferenca y mostrar el análss de resultados que se expone a contnuacón. 6. ANÁLISIS DE RESULTADOS Una vez estmados los 13 modelos se calcula las probabldades de partcpar en el mercado laboral para una mujer con las característcas de referenca. Después, se evalúa el efecto de un cambo en cada una de las varables ndependentes. Fnalmente se analzan los resultados Estmacón de probabldades de partcpacón laboral femenna por regón Para cada regón se ha estmado un modelo logt usando el método MV. Como se sabe, en este tpo de modelos los coe centes ß no re ejan drectamente el efecto margnal de cada varable en la probabldad de partcpar en el mercado laboral. Para nterpretar los resultados de la estmacón, es habtual consderar la dervada de la funcón meda condconal con respecto a cada varable explcatva, dervada que en un modelo de regresón lneal concdría con el coe cente correspondente. Sn embargo, el cálculo de las dervadas de la funcón meda condconal puede resultar útl s las varables explcatvas son contnuas, pero esos valores carecen de sgn cado cuando se trata de varables bnaras como en este caso (Greene, 1999, p. 755). Por ello, en este caso, se calcularán probabldades en dstntas alternatvas de característcas de las mujeres y regón, las que se presentan en el cuadro 4. 90

13 91 Cuadro 4: Probabldad de partcpar en el mercado laboral por regón y varacón respecto a mujer de referenca, en %. C EDAD1 EDAD3 EDU CASADA NINO9 OTRO EDAD1* EDAD3* EDAD1* EDAD3* EDUCACIO* NINO9* REGIÓN CACIO SING EDUCACIO EDUCACIO CASADA CASADA CASADA CASADA TARAPACÁ Probabldad 91,27 65,49 82,71 92,93 81,87 92,11 73,36 90,14 91,97 97,29 95,04 93,13 87,43 Varacón -28,25-9,38 1,82-10,3 0,92-19,62-1,24 0,77 6,6 4,13 2,04-4,21 ANTOFAGASTA Probabldad 91,68 65,36 82,91 96,56 64,38 91,62 70,07 83,83 90,55 98,45 96,73 93,77 89,69 Varacón -28,71-9,57 5,32-29,78-0,07-23,57-8,56-1,23 7,38 5,51 2,28-2,17 ATACAMA Probabldad 94,41 82, ,71 86,96 95,16 58,43 91,63 93,07 97,19 95,69 96,23 92,8 Varacón -12,2-2,55 2,44-7,89 0,79-38,11-2,94-1,42 2,94 1,36 1,93-1,71 COQUIMBO Probabldad 87,58 64,06 82,46 95,1 77,61 90,11 53,42 75,67 82,17 96,14 87,62 93,29 75,36 Varacón -26,86-5,85 8,59-11,38 2, ,6-6,18 9,77 0,05 6,52-13,95 VALPARAÍSO Probabldad 86,86 58,8 76,06 92,89 68,6 88,46 66,91 84,98 88,41 96,09 90,65 91,31 79,33 Varacón -32,3-12,43 6,94-21,02 1,84-22,97-2,16 1,78 10,63 4,36 5,12-8,67 O HIGGINS Probabldad 88,85 74,37 81,69 95,83 79,92 90,27 55,15 77,42 88,86 94,43 89,14 93,22 81,13 Varacón -16,3-8,06 7,86-10,05 1,6-37,93-12,86 0,01 6,28 0,33 4,92-8,69 MAULE Probabldad 89,66 80,28 81,73 95,5 80,67 90,79 50,18 79,23 95,74 94,47 89,7 94,32 81,9 Varacón -10,46-8,84 6,51-10,03 1,26-44,03-11,63 6,78 5,36 0,04 5,2-8,65 BIOBÍO Probabldad 88,7 71,49 79,65 95,67 69,57 90,34 50,7 80,42 93,08 95,92 90,88 94,95 82,32 Varacón -19,4-10,2 7,86-21,57 1,85-42,84-9,33 4,94 8,14 2,46 7,05-7,19 ARAUCANÍA Probabldad 80,34 62,35 70,61 93,28 60,31 82,75 45,01 58,86 87,05 90,77 83,3 88,66 71,71 Varacón -22,39-12,11 16,11-24, ,98-26,74 8,35 12,98 3,68 10,36-10,74 LOS LAGOS Probabldad 87,55 69,86 80,46 95,03 71,15 89,6 54,26 75,97 90,47 95,29 89,01 94,24 78,68 Varacón -20,21-8,1 8,54-18,73 2,34-38,02-13,23 3,34 8,84 1,67 7,64-10,13 AYSÉN Probabldad 91,85 68,05 83,5 90,78 85,56 92,87 68,61 92,86 98,02 97,82 94,85 96,06 84,47 Varacón -25,91-9,09-1,16-6,85 1,11-25,3 1,1 6,72 6,5 3,27 4,58-8,03 MAGALLANES Probabldad 85,82 60,96 80,56 90,91 68,88 89,93 67,21 70,79 84,71 94,71 85,85 93,73 70,61 Varacón -28,97-6,13 5,93-19,74 4,79-21,68-17,51-1,29 10,36 0,03 9,22-17,72 METROPOLITANA Probabldad 91,82 62,82 81,76 95,41 75,54 92,76 77,22 89,75 93,64 98,42 94,88 93,79 86,02 Varacón ,06 3,59-16,28 0,94-14,6-2,07 1,82 6,6 3,06 1,97-5,8 Partcpacón laboral de las mujeres en las regones de Chle Fuente: Elaboracón propa a partr del cuadro 3.

14 Luz María Ferrada Bórquez - Plar Zarzosa Espna La prmera columna del cuadro 4 presenta la estmacón de las probabldades de partcpacón laboral de las mujeres que poseen las característcas de ndas como de referenca en cada regón. El resto de las columnas exhben las probabldades de actvdad laboral de las mujeres frente a un cambo en sus característcas, en relacón a la de referenca, para cada una de las varables que ngresaron al modelo y las trece regones del país. Tambén muestra la varacón porcentual de las probabldades, al cambar alguna de las característcas del vector de referenca, por regón Análss de probabldades En base a las estmacones (cuadro 4) se realza el análss de probabldades que se expone a contnuacón. a) Probabldad por regón de partcpar de una mujer pertenecente al grupo de referenca: la probabldad de partcpar en el mercado laboral de una mujer pertenecente al grupo de referenca en las regones de Chle es en promedo de un 88,95%. La regón que presenta una mayor partcpacón es Atacama con un 94,41%, y la actvdad menor se observa en la Regón de la Araucanía, con una dferenca de 14 puntos porcentuales (cuadro 4). En la gura 1 se presenta las probabldades de partcpacón de una mujer con las característcas de referenca, clas cadas en 3 grupos: alta, meda y baja; 4 regones tenen las probabldades más altas, superores al 90%, Tarapacá, Antofagasta, Atacama y Aysén, en cambo 7 regones la probabldad meda se encuentra entre 85 y 90%, sólo una, la Araucanía, tenen una probabldad nferor al 85%. 92

15 Partcpacón laboral de las mujeres en las regones de Chle Fgura 1: Probabldad de partcpacón laboral de las mujeres con las característcas de referenca por regón, en porcentaje. Fuente: Estmacones en base a cuadro 4. b) Impacto de determnantes: Como se ha ndcado, la edad es una determnante mportante de la partcpacón laboral femenna. Se observa que la probabldad de partcpacón de esa mujer con las característcas del grupo de referenca, pero de edad entre 15 a 29 años baja sustancalmente en todas la regones, en este caso, la probabldad meda de partcpacón es de un 68,21%, sn embargo, en este tramo la dspersón aumenta, así la dferenca entre las regones que observan mayor (Atacama) 93

16 Luz María Ferrada Bórquez - Plar Zarzosa Espna y menor (Valparaíso) actvdad es de 24,09 puntos porcentuales. Menor mpacto pero gualmente negatvo, produce el aumento de la edad: s se encuentra en el tramo de 45 a 60 años, la partcpacón laboral cae a un 81,24% respecto de la mujer de referenca. La regón en la cual la varacón de tramo de edad produce un mpacto negatvo mayor es la Regón de Valparaíso, de manera tal que en las mujeres de menor edad su probabldad de partcpacón en el mercado laboral cae en 32,3 puntos porcentuales y en aquellas de mayores de 44 años la probabldad se reduce en 12,3. La varable de mayor mpacto postvo sobre la decsón de partcpacón laboral femenna es el nvel de estudos. Con excepcón de la Regón de Aysén, en todas las regones se estma que cuando las mujeres tenen nveles educatvos de enseñanza secundara completa o superor la probabldad de partcpacón meda aumenta, ascendendo la probabldad meda del país a 94,35%. La regón donde el nvel educatvo provoca un mayor mpacto es la Araucanía, con una varacón de 16,11 puntos porcentuales. En relacón al mpacto de la stuacón conyugal de las mujeres, los resultados con rman lo planteado en el segundo punto de este artículo: las mujeres casadas poseen un salaro de reserva mayor, se estma una probabldad de partcpar en el mercado laboral menor que para las solteras en todas las regones del país. Al revsar las varacones de las probabldades de las mujeres con las característcas de referenca (soltera) con respecto a las de una casada (permanecendo constante el resto de las varables), se observa una gran varabldad entre regones, que va desde un 6,85% en la Regón de Aysén hasta un 29,78% en Antofagasta. En una mujer casada (con valores para el resto de las varables guales a la de referenca), la probabldad meda de partcpar en el mercado laboral cae a 74,69%. Por otro lado, las característcas famlares, como tener nños menores de 10 años de edad, no tenen un efecto mportante en la varacón, respecto al vector de referenca, de la probabldad de partcpar, salvo en la Regón de Magallanes, donde aumenta en 4,79 puntos. En promedo regonal, la probabldad aumenta a 90,52% y exste una baja dspersón en este resultado. Fnalmente, cuando la mujer pertenece a una famla donde se percben otros ngresos ocurre un cambo en el msmo sentdo que el producdo por estar casada, aunque ahora el cambo es notablemente más alto y con mayor dspersón. La varable otros ngresos n uye sgn catva y negatvamente en la probabldad de partcpar en el mercado laboral. De este modo, para las mujeres con las característcas de referenca, pero pertenecente a una famla donde exsten otros ngresos, su probabldad meda de partcpar cae en promedo 28,14% puntos porcentuales. Sn embargo, aún cuando en todas las regones se expermenta una dsmnucón en la probabldad, ésta es muy dstnta entre ellas. En la Regón de la Araucanía la probabldad de partcpar de las mujeres que cuentan con otros ngresos en el hogar es de un 45,01%, mentras que en la regón Metropoltana es de 77,22%. c) Impacto de varables en forma conjunta: Más nteresante aún resulta analzar cómo camba la probabldad de partcpacón meda de las mujeres en las regones 94

17 Partcpacón laboral de las mujeres en las regones de Chle cuando se controlan dos varables, el análss se realza para las sguentes varables: estado cvl con dstnto nvel educatvo, edad con dstnto nvel educatvo y estado cvl y la exstenca de nños en el hogar, cuando la mujer es casada. En relacón al estado cvl con dstnto nvel educatvo, se obtene (cuadro 4) que el cambo en la probabldad de partcpar cuando se trata de una mujer casada con un nvel educatvo mayor es postvo en todas las regones del país, en la meda del país la probabldad de partcpar es de un 93,53%, 4,64 puntos porcentuales más que la de referenca, las regones que regstran mayor varacón son: Araucanía, Magallanes, Los Lagos y Bobío. Respecto de la edad, se apreca (grá co 1a) que s son más jóvenes la probabldad meda regonal es menor respecto al vector de referenca. No obstante, las mujeres pertenecen al prmer tramo de edad pero cuando ellas además tenen un nvel educatvo mayor, la partcpacón aumenta en promedo 12,67 puntos porcentuales, respecto de la stuacón anteror. No obstante, se observa un alto nvel de dspersón entre regones, las mujeres jóvenes de Tarapacá, Aysén y Valparaíso y Metropoltana tenen una alta tasa de actvdad cuando tenen mayor educacón, en cambo para las jóvenes de la Araucanía el tener o no mayores nveles educatvos no mpactan sgn catvamente en la tasa meda de partcpacón. Grá co 1: Sensblzacón de la probabldad de partcpar en el mercado laboral de la mujer de referenca en meda regonal y desvacón estándar. a. 15 a 44 años de edad y controlando por educacón y estado cvl b. mayor a 44 años de edad y controlando por educacón y estado cvl Probabldad de partcpacón meda Desvacón Estándar Fuente: Estmacones a partr del cuadro 3 95

18 Luz María Ferrada Bórquez - Plar Zarzosa Espna En el caso de mujeres del tramo de menor edad (15 a 29 años) y casadas la probabldad conjunta aumenta en todas las regones. De alguna forma esto se podría explcar dcendo que muchas mujeres de este tramo de edad cuando se casan dejan de estudar y, por tanto muchas podrían decdr trabajar. Sucede entonces que mujeres casadas de 15 a 29 años tenen tasas de partcpacón mayores que las de referenca, en especal en las regones de Araucanía, Valparaíso y Magallanes. Además se observa baja dspersón entre regones. En el tramo de edad superor (mujeres entre 45 y 60 años de edad), se observa (grá co 1b) una caída relevante en la probabldad de partcpar, aún cuando éstas observan una mayor partcpacón (con baja dspersón) que las más jóvenes. Sn embargo, cuando poseen además un mayor nvel educatvo, en 9 de las 13 regones analzadas, la probabldad meda aumenta, sendo superor a la de referenca, el mayor mpacto ocurre en las regones: Araucanía, Del Maule y Aysén. El msmo comportamento se observa en mujeres de mayor edad y casadas, cuya probabldad meda de partcpar en el mercado laboral es mayor levemente a la de referenca en todas las regones, regstrando una mayor varacón la Regón de Antofagasta. Otra varable analzada es la exstenca de nños menores de 10 años de edad, aquí ndcamos que tenen un bajo mpacto pero postvo respecto al vector de referenca, sn embargo, cuando se trata de una mujer casada se produce el efecto contraro y muy sgn catvo: la probabldad de partcpar cae en todas las regones del país, de forma que el promedo es 81,65%, aunque exsten dferencas mportantes entre una regón y otra, las regones que expermentan un mayor mpacto (superor a 10 puntos porcentuales) son Magallanes, Coqumbo, Araucanía y Los Lagos. 8. CONCLUSIONES El objetvo de esta nvestgacón ha sdo analzar la partcpacón laboral de las mujeres en cada una de las regones de Chle. Conocer la relacón causal, entre la probabldad de partcpar y varables explcatvas, en cada regón de modo de reconocer partculardades. El estudo ha consstdo en modelar por regón la partcpacón laboral de las mujeres, medante modelos logt regonales, de corte transversal, donde la partcpacón se cuant ca medante varables bnaras. Se han utlzado varables explcatvas conforme a los enfoques de la lteratura especalzada y al análss de los datos. La base de datos fue la Encuesta CASEN del año Se han estmado 13 modelos logt, uno por cada regón, donde todas las varables explcatvas se plantean como exógenas. En cada uno se estma la probabldad de partcpar de las mujeres de la regón correspondente. Una vez estmados los modelos econométrcos y evaluado su bondad de ajuste y su capacdad predctva, se ha desarrollado la nferenca y luego estudado los efectos de las varables ndependentes sobre la varable endógena, sensblzando cada varable ndependente. Fnalmente se analzan las dferencas entre regones. 96

19 Partcpacón laboral de las mujeres en las regones de Chle Los resultados ndcan que las varables expletvas tenen el sgno esperado, de acuerdo a la lteratura especalzada, sn embargo, el efecto de cada varable sobre la partcpacón laboral de las mujeres es muy dverso entre regones. Para estmar se consdera una mujer de 30 a 44 años de edad, soltera, sn educacón meda completa, sn nños menores de 10 años n otros ngresos en el hogar, en este caso la partcpacón estmada para el país es de 89%, sn embargo por regón este valor camba y va de 85% en la Araucanía a 92% en la Metropoltana, dent cando regones con alta, meda y baja probabldad de partcpacón. Además, el mpacto de las varables exógenas sobre la endógena actúa de dstnta forma por regón. A contnuacón se descrben aspectos relevantes: Se prueba que el contar con otros ngresos en el hogar reduce la partcpacón laboral de la mujer en todas las regones, aún cuando el mpacto varía de 14,6 puntos porcentuales en la Regón Metropoltana a 44 puntos en Tarapacá. Así, las mujeres casadas tenen una menor probabldad de partcpacón laboral en todas las regones. El mpacto es mayor en las regones de Antofagasta, Valparaíso, Bobío, Araucanía, Los Lagos y Magallanes. Sn embargo, en las mujeres casadas con mayores nveles educatvos de todas las regones la actvdad laboral aumenta, lo que es más mportante (aumenta en más de 7 puntos) en las regones del Bobío, Araucanía, Los Lagos y Magallanes. Por otro lado, se prueba tener nños menores de 10 años aumenta la probabldad de partcpacón laboral de mujeres solteras, no obstante, en las casadas la reduce en todas las regones, de manera tal que en Coqumbo, Araucanía, Los Lagos y Magallanes, la partcpacón cae en más de un 7%. En el grupo de mujeres de mayor o menor edad, para todas las regones la probabldad meda es menor a la de referenca (30 a 44 años). En las mayores de 44 años la probabldad de las regones de Valparaíso, Bobío, Araucanía y Metropoltana es nferor en a lo menos 10 puntos porcentuales. En las más jóvenes (15 a 29 años) de Valparaíso, Regón Metropoltana, Tarapacá, Antofagasta y Magallanes la probabldad es menor, respecto de la referenca, en más de un 28%. Lo anteror se podría explcar, el prmer caso, por posbles factores culturales y socales que hacen que las generacones mayores partcpen menos, aún cuando el mpacto se atenúa (con excepcón de Antofagasta, Atacama, Coqumbo y Magallanes) en las con mayores nveles educatvos. El no ser actva laboralmente el caso de las más jóvenes, posblemente se asoce a que se encuentren estudando, se observa para que, con excepcón de la Araucanía, en todas ellas, contar con mayores educacón formal mpacta postvamente en su decsón de partcpacón laboral. De esta forma el acceder a mayores nveles educatvos afecta postvamente en la decsón de partcpacón laboral de las mujeres en todas las regones, pero en dstntos grupos, por ejemplo, en la Regón de la Araucanía mpacta postvamente en las casadas y en las mayores de 29 años de edad, pero no en las más jóvenes. Tampoco se produce un mpacto postvo en las mayores de 44 años de edad de la Regón de Coqumbo. 97

20 Luz María Ferrada Bórquez - Plar Zarzosa Espna Por lo tanto, aún cuando la varable educacón mpacta de manera mportante en la partcpacón laboral de las mujeres, no resuelve el problema completamente, exsten otras varables que posblemente se asocen a varables propas de los mercados regonales y a condcones socales y culturales de las msmas. En este sentdo, quedan abertas posbles líneas de nvestgacón, como ndagar sobre el mpacto de varables regonales y de la posble endogenedad de las varables explcatvas, son algunas de ellas. BIBLIOGRAFÍA Álvarez, G. (2002), Decsones de fecunddad y partcpacón laboral de las mujeres en España. Investgacones Económcas Vol. XXVI (1), 2002, pp Unversdad de Vgo. Amemya, T. (1988), Modelos de respuesta cualtatva: un examen, Cuadernos Económcos de ICE Nº 39, 1988/2, pp Mnstero de Economía y Hacenda, Madrd. Arcarons y Calonge (2008), Econometría ntroduccón y aplcacones, con software econométrco para Excel. Delta, publcacones unverstaras, prmera edcón. Ashenfeler, O. y R. Layard (1991), Manual de economía del trabajo, Mnstero de Economía y Segurdad Socal España, pp Ashenfelter, O. y J. Heckman (1974), The estmaton of ncome and substtuton effects n a model of famly labour supply. Econometrca, Vol. 42, pp Becker, G. (1965), A theory of the allocaton of tme Economc journal, 75, pp Benvn E. y M. Pertcara (2007). Análss de los cambos en la partcpacón laboral femenna en Chle Revsta de Análss Económco, Vol. 22, No.1, 2007, pp Borjas G. (1996), Labor economcs. MacGraw-Hll. Cabrer, B.; Sancho, A. y G. Serrano (2001), Mcroeconometría y decsón. Prámde, Madrd. Contreras, D y G. Plaza, (2004), Partcpacón femenna en el mercado laboral chleno. Cuánto mportan los factores culturales?, Encuentro 2004 de la Socedad de Economía de Chle. Vlla Alemana, Chle, Trabajo presentado en congreso. Contreras, D., Bravo, D. y E. Puentes, (2005), Female labour force partcpaton n greater Santago, Chle: A synthetc cohort analyss. Journal of Internatonal Development. Vol. 17, Issue 2, pp , febrero

21 Partcpacón laboral de las mujeres en las regones de Chle Contreras, D. Puentes, E. y T. Rau, (2006), Apertura comercal y mujer trabajadora: el caso de Chle. Mujeres y trabajo en Amérca Latna desafíos para las polítcas laborales, seccón 4. C. Pras, BID, Departamento de desarrollo sustentable. Deaton A. (1997), The Analyss of Household Surveys: A Mcroeconometrc Approach to Development Polcy. World Bank. Greene W. (1999), Análss Econométrco. Edtoral Prentce Hall. Tercera Edcón. Heckman (1979). Sample Selecton bas as a spec caton error Econometrca, Vol.47, No 1 (enero, 1979). Kosters, M. (1966), Income and Substtuton Effects n a Famly Labor. Supply Model, Rand Corporaton. Larrañaga, O. Partcpacón Laboral de la Mujer en Chle: Departamento de Economía Unversdad de Chle. Dsponble en: cl/pdf/semnaros/larranaga.pdf [Consulta: 15 abrl 2008] Martínez, M. (2001), Oferta de trabajo femenna en España: un modelo empírco aplcado a mujeres casadas. Unversdad Carlos III Madrd. Dsponble en: E5E30BE688293CF25DC973 9ED752.pdf [Consulta: 15 marzo 2008] Mc Fadden, D. L. (1974), The measurement of urban travel demand Journal of Publc Economcs, 3 pp.: Mc Connel, C.; S. Brue y D. Macpherson (2003), Economía Laboral. Edtoral Mc Graw Hll. Sexta Edcón. Mzala, A.; Romaguera, P. y Henríquez P. (1999), Female labor supply n Chle, Documento de trabajo N 58, CEA, Unversdad de Chle. Pertcara, M. (2006), Women employment transtons and fertlty ILADES Unversdad Alberto Hurtado, abrl 26. Wooldrdge, J. (2006), Introduccón a la Econometría, un enfoque moderno. Segunda edcón. Thomson, Madrd. 99