Negociación colectiva y diferencias salariales por sexo: un análisis por cuantiles

Negociación colectiva y diferencias salariales por sexo: un análisis por cuantiles Florentino Felgueroso 1,MaríaJoséPérez 2 Villadóniga y Juan Prieto 3 Abstract Diversos estudios han demostrado que en aquellos países en los que la estructura salarial es más igualitaria, las diferencias salariales entre hombres y mujeres son menores. Por otro lado, se ha encontrado una relación negativa entre el grado de centralización de la negociación colectiva y la desigualdad salarial. De modo que cuanto más descentralizado sea el sistema de negociación de un país mayor es la brecha salarial. Por otro lado existe evidencia que demuestra que las diferencias salariales por sexo aumentan a medida que nos movemos hacia niveles retributivos más altos, poniendo de mani esto la existencia de un techo de cristal. En este trabajo trataremos de estudiar cómo varía la brecha salarial entre hombres y mujeres a lo largo de la distribución salarial en función de ámbito de negociación por el que están cubiertos los trabajadores 1 Introducción Siguiendo a Ashenfelter (1973), podemos dividir el efecto de los sindicatos sobre la brecha salarial media en tres partes. En primer lugar, aunque los sindicatos afectaran de la misma manera al salario de los hombres y mujeres a liados, existen diferencias de a liación entre ambos sexos. Si aceptamos que los sindicatos elevan los salarios de los trabajadores a liados, dado que las mujeres presentan tasas de a liación menores que las de los hombres, este efecto tenderíaaelevarlabrechasalarial. En segundo lugar, los sindicatos pueden in uir en la brecha salarial total a través de sus efectos sobre los salarios de los trabajadores no sindicados. Este efecto es de signo ambiguo, dado que la elevación de los salarios en el sector sindicado, con la consiguiente reducción en 3 Universidad de Oviedo y CEPR 1 3 Universidad de Oviedo 3 Universidad de Oviedo e IEF

el empleo, puede producir un exceso de oferta en el no sindicado que tienda a reducir los salarios. De forma alternativa, los empresarios del sector no sindicado pueden ofrecer salarios más elevados a sus trabajadores para evitar que éstos se organicen. Si estos efectos tienen un impacto mayor o menor sobre los salarios de los hombres o de las mujeres no se puede determinar a priori. Sin embargo, si estos efectos son pequeños, o de signos contrarios en los diversos sectores, el efecto nal será prácticamente inapreciable [Ashenfelter (1973)]. En tercer lugar, y último, los sindicatos afectan directamente a los salarios de los trabajadores a liados. Si tienden a elevar más los salarios de las mujeres (o en las ocupaciones donde predominan las mujeres) que los de los hombres, con respecto al salario que prevalecería en un mercado competitivo, entonces la brecha salarial se reducirá. La mayor parte de los estudios empíricos sobre este tema se han realizado en Estados Unidos, Canadá y Gran Bretaña y no existe una conclusión de nitiva acerca del efecto de los sindicatos sobre la brecha salarial entre hombres y mujeres.por un lado, una parte de la brecha salarial entre hombres y mujeres se debe a que las últimas presentan unas menores tasas de a liación. Los principales factores que explican la menor tendencia de las mujeres a a liarse son diferencias en características como la industria o la ocupación, su mayor propensión a trabajar a tiempo parcial y la antigüedad. En este sentido, diversos estudios encuentran que, en Estados Unidos y Canadá, alrededor de un 10% de la brecha salarial total se explica por diferencias en a liación [véanse Antos, Chandler y Mellow (1980), Even y Macpherson (1993) y Doiron y Riddell (1994)]. Quizá más importante que el efecto de los sindicatos en un momento del tiempo es ver cómo ha variado a lo largo del tiempo. En este sentido se ha encontrado que, a medida que se redujeron las diferencias en a liación en Estados Unidos y Canadá, se fue reduciendo también la brecha salarial [Even y Macpherson (1993) y Shamshuddin (1996)] 4. Respecto al efecto diferencial de los sindicatos sobre los salarios de hombres y mujeres, la evidencia no es concluyente. Existen estudios que encuentran evidencia a favor de la reducción de la brecha 4 En Canadá, a pesar de que la brecha salarial se mantuvo, Doiron y Riddell (1994) estiman que la reducción de la brecha en a liación evitó un incremento de la brecha salarial de un 7%. 2

salarial en el sector sindicado, como el de Ashenfelter (1973), Main y Reilly (1992) y Doiron y Riddell (1994). La evidencia contraria se encuentra en Antos, Chandler y Mellow (1980), y en Maki y Ng (1990). Lewis (1986) examinó varios estudios en EEUU y concluyó que el efecto es de signo ambiguo y la magnitud cercana a cero. En España no se ha realizado ningún estudio acerca el efecto de los sindicatos sobres las diferencias salariales entre hombres y mujeres. Esto se debe a que en nuestro país, como veremos más adelante, no existe un sector no cubierto relevante, lo que hace que no se puedan aplicar los métodos de análisis habitualmente empleados. La única evidencia previa es el estudio de Dolado et al (1997), que utilizan el método de Meyer y Wise (1982) para conocer cuál sería la distribución salarial en ausencia de negociación colectiva. Una vez determinada ésta, se compara con la distribución salarial existente y se calculan las ganancias salariales que obtienen los trabajadores en presencia de sindicatos. En este trabajo hemos optado por analizar cómo varían las diferencias salariales entre hombres y mujeres en función del ámbito de negociación por el que están cubiertos los trabajadores. Por otra parte, hemos visto que la forma habitualmente empleada para examinar las diferencias salariales por sexo y su componente discriminatorio ha sido a través de la estimación, por mínimos cuadrados ordinarios, de ecuaciones salariales separadas para hombres y mujeres. Los coe cientes así estimados nos permiten conocer el efecto de las diversas variables explicativas incluidas sobre los salarios medios de cada grupo de trabajadores. Una vez hecho esto, y siguiendo el método de Oaxaca- Blinder, se descompone la brecha salarial media en una parte que queda explicada por diferencias en las características productivas de los dos grupos de trabajadores y otra parte debida al distinto efecto que tienen estas características sobre los salarios según el sexo. Esta última parte es la que se suele identi car con la discriminación. Sin embargo, estudiar las diferencias salariales en torno a la media implica suponer que estas diferencias, así como el componente discriminatorio, se mantienen constantes a lo largo de toda la distribución salarial, cuando ambas pueden ser bien distintas en función del tramo de dicha distribución en la que se encuentren los trabajadores. De hecho, en diversos estudios, tanto en España como en otros países, se muestra que las diferencias salariales por sexo presentan una tendencia creciente a medida que nos movemos hacia niveles retributivos más elevados. Esto es lo que se conoce como techo de cristal ( glass ceiling ), es decir, parece que las mujeres, a medida que avanzan en su carrera 3

profesional, se encuentran con una barrera que les di culta el acceso a las categorías más altas. Por esta razón, las recientes líneas de investigación apuntan al estudio de las diferencias salariales en diversos cuantiles de la distribución salarial. En este capítulo analizaremos las diferencias salariales en los distintos niveles de negociación a lo largo de la distribución salarial. El capítulo se estructura de la manera siguiente. En la sección 2 se describen las los rasgos básicos de la negociación colectiva en España y, posteriormente, los efectos esperados sobre las diferencias salariales entre hombres y mujeres en función del grado de centralización de la negociación colectiva. En la sección 3 se ofrecen los datos descriptivos a partir de la Encuesta de Estructura Salarial de 1995. En la sección 4 se describe el método de estimación de regresión cuantílica y la forma de descomponer las diferencias salariales observadas cuando se emplea este método de estimación. En la sección 5 se presentan los resultados de la estimación de ecuaciones salariales en distintos cuantiles y se calcula el componente discriminatorio de las diferencias salariales por sexo en cada percentil. Por último, en la sección 6 se resumen las principales conclusiones del trabajo. 2 Negociación colectiva y diferencias salariales entre hombres y mujeres La mayor parte de los trabajos que han estudiado las diferencias salariales entre hombres y mujeres se centran en lo que Blau y Khan (1999, 2003) denominan factores especí cos del género : diferencias en capital humano entre los dos grupos de trabajadores y diferencias en el trato de hombres y mujeres igualmente productivos (discriminación). Sin embargo, señalan que existe un tercer determinante de las diferencias salariales por sexo, que es la estructura salarial, es decir, los precios de las distintas características productivas y las rentas percibidas por el empleo en determinados sectores de la economía. Este sería un mecanismo fundamental a través del cual las instituciones del mercado de trabajo, como la negociación colectiva, pueden in uir en la brecha salarial entre hombres y mujeres. Por un lado, numerosos trabajos encuentran que existe una relación negativa entre el grado de centralización de la negociación colectiva de un país y la desigualdad salarial (Blau y Khan, 1996b). Por otro lado, existe evidencia empírica que demuestra que en aquellos países en los que la estructura salarial es más igualitaria, las diferencias salariales por sexo son menores (Blau y Khan, 1996a y 4

2003, Rowthorn, 1992). De este modo, se observa que cuánto más descentralizada es la negociación colectiva de un país y, por tanto, mayor desigualdad salarial presenta, mayores son las diferencias salariales entre hombres y mujeres. En España, la negociación colectiva tiene lugar en tres niveles fundamentalmente: sector nacional, sector provincial y empresa. A la vista de la evidencia internacional, nuestro objetivo consiste en estudiar cómo varían las diferencias salariales por sexo en función del ámbito de negociación por el que están cubiertos los trabajadores. En esta sección se describen, en primer lugar, las características de la negociación colectiva en España y se comparan con las del sistema de otros países occidentales. Posteriormente se argumenta cómo el grado de centralización de la negociación puede afectar a la desigualdad salarial y a las diferencias salariales entre hombres y mujeres. Finalmente se establecen las hipótesis de los resultados que cabe esperar en nuestro país. 2.1 La negociación colectiva en España Una de las principales características a las que debemos hacer referencia cuando analizamos la estructura de la negociación colectiva de un país es la tasa de cobertura de la negociación. El Estatuto de los Trabajadores establece 5 que el contenido de un convenio colectivo afectará a todos los trabajadores y empresarios incluidos dentro de su ámbito de aplicación, independientemente de que se encuentren a liados o no a una de las organizaciones rmantes. Esto es lo que se conoce como principio de e cacia general. La extensión automática de las condiciones pactadas en un convenio a los trabajadores incluidos en su ámbito explica la alta tasa de cobertura en nuestro país, de nida como el porcentaje de trabajadores cubiertos por algún tipo de convenio colectivo sobre el total de asalariados. Como se puede observar en el Grá co 1, la tasa de cobertura está en torno al 85% y ha permanecido relativamente estable en los últimos 15 años. 5 Artículo 82.3 5

90.00 88.00 86.00 84.00 82.00 80.00 78.00 76.00 74.00 72.00 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 Año Grá co 1: Porcentaje de trabajadores cubiertos sobre asalariados El hecho de que la ley garantice que todos los trabajadores, independientemente de su estatus sindical, puedan bene ciarse de las condiciones pactadas en el convenio colectivo negociado en el ámbito al que pertenecen, genera un desincentivo para que los trabajadores asuman los costes de a liarse a un sindicato y explica, por tanto, la importante brecha que existe entre la alta tasa de cobertura de los convenios colectivos y la baja tasa de a liación, que está cerca del 15% de los trabajadores. Esta importante brecha entre las tasas de a liación y las tasas de cobertura existe también en otros países europeos, como Francia, Austria, Alemania y Holanda y contrasta con el sistema de Canadá, Estados Unidos y Gran Bretaña, caracterizado por unas tasas de cobertura mucho más bajas, si bien la diferencia entre tasas de a liación sindical y cobertura son muy pequeñas. La diferencia entre los dos grupos de países radica en el nivel en el que tiene lugar la negociación colectiva. En los países de Europa continental predominan los convenios sectoriales, cuyos acuerdos se extienden a todos los trabajadores en dicho sector, independientemente de que pertenezcan o no a la organización sindical rmante. En el caso de los países anglosajones, la negociación tiene lugar fundamentalmente a nivel de empresa, y los acuerdos afectan únicamente a los trabajadores y empresarios a liados a las organizaciones rmantes. 6

Desde el punto de vista del análisis económico, la principal consecuencia de esta diferencia entre países es que en Estados Unidos, Canadá y Gran Bretaña podemos distinguir entre dos grupos de trabajadores: aquellos que están a liados a un sindicato, cuyo salario y condiciones de trabajo se establecen a través de la negociación colectiva, y aquellos no a liados, para los que la determinación delsalarioseasemejaríaaladeunmercadocompetitivo. Porelcontrario,dadalaaltatasade cobertura en España no podemos hablar de la existencia de un sector no cubierto signi cativo. En segundo lugar nos referiremos al ámbito de negociación de los convenios colectivos. Existen fundamentalmente tres niveles en los que se puede desarrollar la negociación de un convenio: de sector provincial, de sector interprovincial o nacional y de empresa o centro de trabajo 6. En el Grá co 2 se muestra la evolución de la cobertura según el ámbito de negociación sobre el total de trabajadores cubiertos, donde se muestra el claro predominio de la negociación sectorial, especialmente a nivel provincial. Em presa Prov/Interprov Nacional 70.00 60.00 50.00 40.00 30.00 20.00 10.00 0.00 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 Año Grá co 2. Tasas de Cobertura por tipo de convenio Se puede comprobar que más del 60% de los trabajadores están sujetos a convenio provincial o interprovincial y dicho porcentaje no ha sufrido cambios importantes desde 1985, demostrando el alcance que ha tenido la negociación colectiva en este ámbito en nuestro país. Por otra parte, la 6 Existen otros niveles de negociación residuales: de grupo de empresas y local-comarcal, aunque la cobertura de ambos no llega al 0,5% del total de los trabajadores cubiertos. 7

negociación a nivel estatal afecta en la actualidad a casi un 30% de los trabajadores cubiertos y ha experimentado un incremento de cinco puntos porcentuales en los últimos quince años. Finalmente, la negociación a nivel de empresa es la que menos peso tiene en España, cubriendo a menos de un 15% de trabajadores. Si bien la proporción de convenios de empresa sobre el total de convenios rmados ha aumentado, siendo del 70% en el año 2000, la proporción de trabajadores afectados por este tipo de negociación ha seguido una tendencia decreciente, pasando de afectar a más del 17% del total de trabajadores cubiertos en 1985 al 12% en 1999. UntercerrasgoquecaracterizaelsistemadenegociaciónenEspañaeselescasonúmerode organizaciones sindicales y de empresarios que participan en las negociaciones colectivas. Esto se debe a que las elevadas exigencias legales 7 para negociar un convenio de ámbito territorial han propiciado la creación de alianzas entre organizaciones para monopolizar la representación en la negociación de dichos convenios. En este sentido, los dos sindicatos más importantes son Comisiones Obreras (CCOO) y Unión General de Trabajadores (UGT), que negocian las condiciones del 95% de los trabajadores afectados por algún convenio, aunque la proporción es algo menor en convenios de empresa, alrededor del 85%. La presencia de otros sindicatos en las mesas negociadoras ha caído del 43% en 1985 al 35,6% en1999 para el conjunto de todos los convenios. Sin embargo, en los convenios de empresa ha experimentado una tendencia creciente, pasando del 58% al 67% en el mismo período. Por último, los grupos de trabajadores no a liados a ningún sindicato, que a mediados de los ochenta participaban en la negociación de convenios de empresa de casi el 44% de los trabajadores, han perdido peso de manera considerable, de modo que en 1999 este porcentaje era sólo del 14,5%. El peso de estos grupos de trabajadores en convenios de ámbito superior es prácticamente insigni cante. Por su parte, más del 90% de los empresarios que participan en la negociación de convenios 7 Según el artículo 87 del ET, quedan legitimados para negociar un convenio de ámbito superior a la empresa los sindicatos que tengan la consideración de más representativos en el ámbito funcional y geográ co del convenio, es decir, aquellos que hayan obtenido al menos el 10% de los representantes de los trabajadores elegidos en las últimas elecciones sindicales, en las empresas existentes en el ámbito correspondiente. Por su parte, las patronales están legitimadas para negociar cuando cuenten al menos con el 10% de los empresarios y de los trabajadores afectados por el ámbito del convenio. En segundo lugar, la comisión negociadora quedará válidamente constituida cuando los sindicatos legitimados representen al menos a la mayoría absoluta de los miembros de los comités de empresa y delegados de personal y los empresarios legitimados deben ocupar a la mayoría de los trabajadores afectados por el convenio (1994). Adicionalmente, se requiere que los acuerdos tomados por la comisión reciban el voto favorable de la mayoría de las dos (artículos 88 y 89 del ET). 8

sectoriales pertenecen a la Confederación Estatal de Organizaciones Empresariales (CEOE) y la Confederación de Pequeñas y Medianas Empresas (CEPYME). Debemos tener en cuenta, además, que ley no reconoce la representación legal de los trabajadores en empresas de menos de 6 trabajadores y en las de 6 a 10 empleados puede haber un delegado de personal si se decide por mayoría. Esto signi ca que más de un tercio de los trabajadores españoles no puede elegir a sus representantes en las mesas de negociación de su convenio y por tanto no participa en la negociación de las condiciones laborales, lo que permite suponer que en tales negociaciones priman los intereses de los trabajadores ocupados en las empresas más grande de cada industria. Además, la ausencia de representantes sindicales en las empresas más pequeñas impide que estos puedan controlar la aplicación de las condiciones pactadas en dichas empresas. 2.2 Negociación colectiva y desigualdad salarial A partir de la descomposición de la varianza del salario de un país, Blau y Khan (1999) señalan que se pueden identi car tres vías por las que las instituciones del mercado de trabajo pueden afectar a la dispersión salarial total: v = u v u +(1 u ) v n + u (¹w u ¹w) 2 +(1 u )(¹w n ¹w) 2 (1) donde v es la varianza total del logaritmo de los salarios; u es el porcentaje de trabajadores a liados, v u y v n es la varianza del logaritmo de los salarios de los trabajadores a liados y no a liados respectivamente; ¹w u y ¹w n es la media del logaritmo del salario de los trabajadores a liados y no a liados respectivamente y ¹w es la media del logaritmo de los salarios del país. En primer lugar, dado que los sindicatos tienden a elevar el salario de los trabajadores a liados, los dos últimos términos de la ecuación indican que cuanto mayor sea la brecha entre el salario del sector sindicado y del no sindicado, mayor será la dispersión salarial total. En segundo lugar, existen diferencias en la dispersión salarial dentro del sector sindicado y no sindicado. Si de la negociación resulta una menor dispersión salarial que en el sector no sindicado, cuanto mayor sea la tasa de cobertura menor será la dispersión salarial total. En cuanto a la desigualdad dentro del sector sindicado, en la literatura económica está extensamente documentado el hecho de que la presencia de sindicatos reduce la dispersión salarial. Esto lo 9

consiguen mediante el establecimiento de salarios mínimos por categoría profesional, tratando de evitar así diferencias entre trabajadores que desempeñan tareas similares basadas en juicios del empresario. Freeman (1982) señala que una de las razones de este interés por comprimir la distribución salarial se deriva de la teoría del votante mediano. El sindicato es una organización cuya supervivencia depende de los votos obtenidos en las elecciones sindicales. Su actuación estará, por tanto, determinada en gran medida por las preferencias de la mayoría de los votantes, en concreto por las del votante con el salario mediano. Si el salario mediano está por debajo del salario medio, la mayor parte de los trabajadores estará a favor de una subida de lo salarios en la parte baja de la distribución y, probablemente, unas menores diferencias con los trabajadores en la parte alta. En este caso, la distribución salarial resultante de la negociación presentará una menor dispersión debido, sobre todo, a un aumento de los salarios mínimos en la parte baja de dicha distribución frente al resto de los salarios. Blau y Khan (1996b y 2003) señalan que la dispersión salarial dentro del sector sindicalizado y no sindicalizado depende del grado de centralización de la negociación y de los mecanismos de extensión a los trabajadores no a liados. Por un lado, dentro del sector sindicado, cuanto mayor sea la coordinación entre las unidades de negociación menor es la variabilidad salarial entre empresas e industrias y menor la desigualdad salarial. Por ejemplo, una parte importante de la desigualdad salarial en Estados Unidos se debe a estos efectos (Groshen, 1991). En los países donde la negociación es más centralizadam, la compresión salarial se alcanza fundamentalmente a través del establecimiento de salarios mínimos que elevan los suelos salariales de los trabajadores peor pagados. Esto supone que la compresión de la distribución salarial será más importante en la parte baja de la distribución salarial que en la parte alta, lo que hace conveniente el estudio de las distribución salarial completa. Por supuesto, la compresión de la distribución salarial pactada a nivel estatal o sectorial puede no ser efectiva si, posteriormente, a nivel inferior se negocian salarios más elevados para los trabajadores mejor pagados. Por último, la negociación colectiva puede afectar a la dispersión salarial en el sector no sindicado. En los países en los que existen mecanismos de extensión de las condiciones pactadas a todos los trabajadores y empresas en el ámbito del convenio se espera una menor dispersión salarial, así como una mayor compresión en la parte baja de la distribución salarial, en el sector no sindicado. 10

2.3 Negociación colectiva y diferencias salariales por sexo En cuanto a los efectos de la negociación colectiva sobre las diferencias salariales entre hombres y mujeres, Blau y Khan (1996a) señalan tres razones por las que un sistema de negociación colectiva centralizado supone una menor brecha salarial. En primer lugar, si las mujeres están concentradas en los sectores peor pagados, una negociación colectiva centralizada, que reduzca las diferencias salariales entre sectores y empresas, elevará los salarios relativos de estos trabajadores. Por ejemplo, en Estados Unidos parece que una parte importante de la brecha salarial por sexos se debe a diferencias salariales entre industrias y empresas, resultado de una negociación relativamente descentralizada (Groshen, 1991). En segundo lugar, dado que la distribución salarial de las mujeres está siempre por debajo de la de los varones, los sistemas de negociación centralizados, que elevan los salarios de los trabajadores menos cuali cados, independientemente del sexo, tendrán un efecto positivo sobre la brecha salarial. Por último, las políticas de igualdad de oportunidades, que tratan de elevar los salarios de las mujeres, probablemente serán más fáciles de implementar cuanto mayor sea el grado de centralización de la negociación. De hecho, como ya se ha señalado diversos estudios muestran que las diferencias salariales entre hombres y mujeres tienden a ser menores en aquellos países en los que la negociación es más centralizada. Por ejemplo, Blau y Khan (1996a) asocian el mayor tamaño de la brecha salarial en Estados Unidos respecto a otros países desarrollados al mayor grado de dispersión salarial, y concluyen que el sistema de negociación colectiva americana, más descentralizado, probablemente contribuye a esta mayor desigualdad. En un estudio más reciente, utilizando datos micro para 22 países de la OCDE para el periodo 1985-94, Blau y Khan (2003) encuentran que en aquellos pasíses donde la compresión del salario de los varones es mayor la brecha salarial por sexos es menor. De nuevo, destacan que cuanto mayor es el grado de cobertura de la negociación menor es el diferencial salarial. 2.4 Negociación colectiva y diferencias salariales por sexo en España Hemos visto que uno de los principales rasgos del sistema de negociación colectiva en España es la elevada tasa de cobertura y la ausencia de un sector no cubierto relevante. De este modo, no es posible conocer la estructura salarial que prevalecería en ausencia de negociación colectiva y determinar si la presencia de sindicatos en el mercado de trabajo contribuye a reducir la discriminación de la mujer. 11

Sin embargo, de la discusión anterior, cabe esperar que la presencia de sindicatos en el mercado de trabajo reduzca las diferencias salariales por sexo respecto a una situación en la que los salarios se determinan libremente en el mercado de trabajo. Por otro lado, la negociación colectiva en España se caracteriza por un grado de centralización intermedio. Los convenios colectivos se negocian básicamente en tres niveles: sector estatal, sector provincial y empresa. A la luz de los argumentos discutidos en el apartado anterior, esperamos distintos resultados sobre las diferencias salariales por sexo según el ámbito del convenio por el que están cubiertos los trabajadores. En primer lugar, podemos hacer referencia al convenio de empresa frente a los de ámbito superior. En concreto, dado que en la negociación a nivel de empresa los sindicatos pactan los salarios directamente con los empresarios, cabe suponer que la remuneración nalmente percibida por los trabajadores coincida en gran medida con la negociada. De esta forma, la deriva salarial, entendida como la diferencia entre el salario pactado y el nalmente percibido estaría próxima a cero. En cambio, para los trabajadores sujetos a convenio de ámbito superior, dado que los salarios pactados son mínimos que posteriormente el empresario puede mejorar, es posible que la deriva salarial sea mayor. Si los sindicatos han obtenido una reducción de la dispersión salarial, elevando la remuneración de los trabajadores menos cuali cados y, por tanto, bene ciando en mayor medida a las mujeres, esperaríamos que esta reducción de la brecha salarial fuese más efectiva en convenio de empresa. Además, dado que en este ámbito los negociadores están dentro de la empresa, pueden ejercer un mayor control sobre el empresario, garantizando que las condiciones pactadas se cumplan. En este sentido, a partir de los datos de la Encuesta de Estructura Salarial, Canal (2002) encuentra que la dispersión salarial dentro de la empresa es menor en aquellos centros con convenio propio. Sin embargo, si nos jamos en el conjunto de trabajadores de la muestra cubiertos por cada tipo de convenio, cabe esperar una mayor variabilidad de los salarios entre empresas y sectores para aquellos individuos cubiertos por convenio de empresa. De hecho, Izquierdo et al (2003) encuentran una menor compresión salarial en los convenios de empresa que en los de ámbito sectorial. En este caso, la mayor dispersión salarial implicaría mayores diferencias salariales entre hombres y mujeres. Si atendemos a la negociación de ámbito superior, diversos estudios (Abellán et al, 1997 e Izquierdo et al, 2003) han mostrado que en convenio de ámbito provincial se consigue una mayor compresión de la estructura salarial, tanto por unos mayores suelos salariales para las categorías menos cuali cadas 12

como menores salarios para las categorías más altas. Este resultado es consistente con la teoría del votante mediano, en la medida en que los sindicatos que negocian a nivel provincial están más cerca de su base electoral (Abellán et al, 1997). Como consecuencia de la mayor compresión de la distribución salarial en convenio de ámbito provincial, esperaríamos observar unas menores diferencias salariales medias entre hombres y mujeres bajo este último régimen de negociación. Por otro lado, si bien una negociación más centralizada logra una menor desigualdad salarial total, acuerdos posteriores entre el empresario y los trabajadores más cuali cados pueden generar derivas salariales, deshaciendo el efecto inicial sobre la estructura salarial. De esta manera, cuanto mayor sea el nivel de negociación más lejos está el sindicato del empresario, teniendo este último mayor discrecionalidad a la hora de cumplir las condiciones pactadas. En este sentido, Abellán et al (1997) obtienen que los salarios de los trabajadores menos cuali cados coinciden con los pactados, dando lugar a una deriva salarial prácticamente nula. Por el contrario, para las categorías más altas existe una importante deriva salarial, especialmente para los trabajadores sujetos a convenio provincial. 3 Descripción de los datos Para llevar a cabo el análisis empírico en este capítulo se han utilizado los datos de la Encuesta de Estructura Salarial (EES) de 1995 en la que se recogen datos de 133.210 trabajadores asalariados en empresas de más de 10 trabajadores. La encuesta proporciona información sobre las características personales del trabajador, su salario así como de la empresa en la que está empleado. En el Apéndice 1 se ofrece una descripción de la encuesta, las variables utilizadas y los estadísticos descriptivos más importantes. La distribución de los trabajadores por tipo de convenio se puede ver en el Cuadro 1. 13

Tipo de convenio EPA (1995) EES (1995) Total Total Varones Mujeres Estatal 30,51 34,88 32,38 43,33 Provincial 55,25 42,39 43,19 39,68 Empresa 13,72 22,73 24,43 16,99 Tipo de convenio Varones Mujeres Total 77,14 22,86 Estatal 71,61 28,39 Provincial 78,60 21,40 Empresa 82,91 17,09 Cuadro 1: Tasa de cobertura por tipo de convenio En el primer panel se comparan los datos de cobertura de la EPA con las cifras que se obtienen a partir de la EES. Los trabajadores sujetos a convenio de empresa están sobrerrepresentados en la muestra, sobre todo en el caso de los varones, al igual que los trabajadores cubiertos por convenio estatal, especialmente en el caso de las mujeres. Por otro lado, sólo un 42% de los individuos tiene convenio provincial frente a un 55% que recogen los datos de la EPA. Esto se debe fundamentalmente a que la encuesta sólo considera a las empresas con más de 10 asalariados, y son básicamente las empresas grandes las que tienen convenio propio. De este modo, las empresas más pequeñas, cubiertas en su mayor parte por convenio provincial, no aparecen en la muestra. En el segundo panel se muestra la distribución por sexo dentro de cada régimen. La muestra utilizada está compuesta por un 77% de varones y un 23% de mujeres. Estas proporciones se mantienen para los trabajadores cubiertos por convnenio provincial, mientras que en convenio estatal el porcentaje de mujeres es algo mayor. Por el contrario, la proporción de hombres cubiertos por convenio de empresa es superior que en los casos anteriores, de modo que sólo un 17% de trabajadores con este tipo de convenio son mujeres. El Cuadro 2 muestra los salarios observados en distintos puntos de la distribución salarial (percentiles 10, 25, 50 75 y 90), así como la media, para el total de hombres y mujeres de la muestra así como en función del tipo de convenio por el que están cubiertos. El tercer panel del cuadro muestra la diferencia entre el logaritmo de los salarios de los hombres y de las mujeres. 14

Varones P10 P25 P50 P75 P90 Media Total 6,28 6,48 6,76 7,12 7,49 6,83 Estatal 6,26 6,46 6,72 7,11 7,52 6,82 Provincial 6,25 6,42 6,63 6,93 7,29 6,71 Empresa 6,47 6,77 7,04 7,33 7,66 7,06 Mujeres P10 P25 P50 P75 P90 Media Total 6,10 6,28 6,50 6,84 7,16 6,57 Estatal 6,10 6,26 6,47 6,80 7,13 6,54 Provincial 6,09 6,26 6,44 6,67 6,96 6,48 Empresa 6,17 6,51 6,86 7,15 7,41 6,82 Varones - Mujeres P10 P25 P50 P75 P90 Media Total 0,18 0,20 0,26 0,28 0,33 0,26 Estatal 0,15 0,20 0,25 0,32 0,40 0,27 Provincial 0,16 0,17 0,19 0,26 0,33 0,23 Empresa 0,31 0,26 0,18 0,18 0,26 0,23 Cuadro 2: Distribuciones salariales por sexo y tipo de convenio. Salarios hora en logaritmos Si atendemos a los salarios medios se observa, tanto para hombres como para mujeres, que son mayores en convenio de empresa, seguidos de los jados en convenio estatal. Los salarios más bajos corresponden a los trabajadores cubiertos por convenio provincial. En cuanto a la brecha salarial por sexo, está en torno al 23% en convenio de ámbito provincial y de empresa, mientras que la diferencia es superior en el caso de convenio nacional, un 27%. Sin embargo, resulta más informativo el estudio de la estructura salarial completa. En primer lugar, si medimos la desigualdad salarial como la diferencia entre los salarios de los percentiles 90 y 10 de los varones, vemos cómo la dispersión es mayor en convenio estatal (1,26), seguida de convenio de empresa (1,19) y provincial (1,04), lo que resulta en un mayor diferencial medio por sexo en convenio de sector nacional. Estas diferencias en la desigualdad total no se mantienen en todos los puntos de la distribución. Así, en el Grá co 3 se ve, tal y como esperábamos, una mayor compresión salarial en la parte baja de la distribución en los convenios de ámbito sectorial, lo que da lugar a unas menores diferencias salariales entre hombres y mujeres respecto al convenio de empresa. Por el contrario, la diferencia entre el percentil 90 y el 50 es mayor en convenio de sector nacional y menor en convenio de empresa, dando lugar a menores brechas salariales por sexo para los trabajadores en empresas con convenio propio. 15

Si comparamos convenio estatal y provincial, acorde con los resultados de Igual et al (2003), vemos que en la parte baja de la distribución (percentiles 10 y 25) la dispersión salarial di ere muy poco entre los dos ámbitos de negociación, lo que da lugar a brechas salariales por sexo muy similares. Sin embargo, luego surgen importantes diferencias que se van generando a lo largo de la distribución salarial, esencialmente a partir del percentil 50. En concreto, los convenios estatales presentan mayores crecimientos salariales (mayores diferencias entre percentiles), de ahí que en esta parte de la distribución, así como es términos medios, las diferencias salariales por sexo son más amplias en convenio estatal que provincial. En de nitiva, las diferencias salariales medias son el resultado de procesos muy distintos según el tipo de convenio, lo que hace recomendable el estudio de dichas diferencias teniendo en cuenta la posición que ocupan los trabajadores a lo largo de la distribución salarial. Estatal Provincial Empresa 1.4 1.2 1 0.8 0.6 0.4 0.2 0 P90-P10 P50-P10 P90-P50 Grá co 3: Dispersión salarial En el Grá co 4 se amplía la información anterior mostrándose, para cada tipo de convenio, las diferencias salariales observadas entre hombres y mujeres en cada percentil de la distribución salarial. 16

Estatal Provincial Empresa 0.60 0.55 0.50 0.45 0.40 0.35 0.30 0.25 0.20 0.15 0.10 0.05 0.00 0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 Grá co 4: Diferencias salariales observadas entre hombres y mujeres La brecha salarial en el convenio estatal crece moderadamente a partir del percentil 15, pasando de un 16% a un 30% en el percentil 65. El diferencial salarial permanece estable hasta el percentil 80 a partir de donde se acelera su crecimiento, llegando al 40% en el percentil 90 y al 54% en el 99. Las diferencias salariales en convenio provincial se mantienen en torno al 17% hasta el percentil 45, punto a partir del que empiezan a crecer, alcanzando un 28% en el percentil 85. Desde aquí la brecha salarial crece más rápido, pasando al 33,4% en el percentil 90 y al 50,5% en el 99. Si comparamos las diferencias salariales entre convenio provincial y estatal, en ambos se observa una evolución creciente de dichas diferencias. Por otra parte, si bien en la parte más baja de la distribución las brechas salariales son similares en los dos convenios, a partir del percentil 20 siempre son mayores en convenio estatal. La diferencia entre los dos ámbitos de negociación se va ampliando hasta el percentil 65, donde la brecha salarial en convenio estatal es un 8,4% superior que en convenio provincial y a partir de ahí empieza a reducirse. La evolución de las diferencias salariales es muy diferente en el convenio de empresa. Hasta el percentil 15, estas diferencias están alrededor del 30%, y a partir de ahí empiezan a decrecer. En la mediana se sitúan en torno al 17% y se mantienen hasta el percentil 80, cuando vuelven a crecer, 17

alcanzando en el percentil 90 el 25,5%. Solamente a partir del percentil 95 la diferencia salarial supera el 30%. Por tanto, se puede comprobar que en los convenios de ámbito superior a la empresa, las diferencias salariales medias se deben fundamentalmente a diferencias en la parte alta de la distribución, no siendo éste el caso para el convenio de empresa. Estos resultados ponen de mani esto la existencia de un techo de cristal para las mujeres sujetas a convenio nacional o provincial en nuestro país, no estando tan clara su presencia en el caso de convenio de empresa. Si comparamos la evolución de las diferencias salariales entre los tres ámbitos de negociación, éstas son superiores en convenio de empresa a las que se observan en los demás convenios hasta los percentiles 40 y 50, para los que alcanza la brecha salarial del convenio estatal y provincial respectivamente. A partir de ahí se sitúan por debajo a lo largo del resto de la distribución salarial. Esto parece indicar que en las categorías más bajas y hasta la mediana la negociación provincial es la que más bene cia a las mujeres, en el sentido de que presentan las menores diferencias salariales respecto a los hombres. En cambio, las mujeres salen más perjudicadas en empresas con convenio propio. Por otro lado, aquellas mujeres cuyo salario está por encima de la mediana tienen mayor ventaja si están cubiertas por convenio de empresa y salen peor paradas aquéllas con convenio nacional. De todos modos, el hecho de que las mujeres presenten una mayor diferencia salarial bajo un determinado tipo de convenio o en un tramo concreto de la distribución salarial no necesariamente implica que estén sujetas a una mayor discriminación salarial puesto que que, al menos una parte de la brecha puede deberse al hecho de que sus características las hacen menos productivas que los hombres con los que son comparados. El estudio del componente discriminatorio de las diferencias salariales es el tema que nos ocupa a continuación. 4 Análisis de regresión cuantílica En esta sección se describe, en primer lugar, el método de estimación de regresión cuantílica, junto con los trabajos más recientes que han aplicado esta metodología en el contexto de la discriminación salarial. En un segundo apartado se presentan los resultados de la estimación de regresiones cuantílicas utilizando los datos de la Encuesta de Estructura Salarial. Finalmente, se calcula el componente discriminatorio de las diferencias salariales por sexo en distintos percentiles de la distribución, así 18

como la proporción que representan respecto a la brecha salarial total. 4.1 Regresión cuantílica El procedimiento de estimación de regresión cuantílica, desarrollado por Koenker y Basset (1978) y Buchinsky (1994) consiste básicamente en estimar ecuaciones salariales en diversos cuantiles de la distribución de los salarios. Si el logaritmo del salario es una variable aleatoria que sigue una función de distribución F,yX es un vector Kx1 de variables explicativas, el cuantil µ, 0 <µ<1, del logaritmo del salario condicionado al vector de características X, Q µ (ln wjx), indica el salario de aquel individuo con características X que deja atrás una proporción µ de trabajadores con las mismas características. Koenker y Basset (1978) plantean un modelo de regresión cuantílica lineal, que especi ca el salario de un individuo i: ln w i = X i µ + u µi (2) donde Q µ (ln w i jx i )=X i µ, y la función de distribución del error se deja sin especi car, sólo se supone que Q µ (u µ jx) =0. Los coe cientes estimados, µ, representan el cambio marginal en el salario del cuantil µ condicionado debido a un cambio marginal en una de las variables explicativas incluidas en el vector X 8. Por tanto, este método permite que el efecto de las distintas variables explicativas varíe en función de la posición que ocupen los trabajadores en la escala retributiva. El vector de coe cientes se obtiene como la solución al siguiente problema de minimización: min µ 1 n 8 < : X i:ln W i X i µ µ jln w i X i µj + X i:ln W i <X i µ 9 = (1 µ) jln w i X i µj ; (3) Es decir, se minimiza la suma del valor absoluto de los errores ponderados. Esta expresión se puede reescribir como: 8 Nótese que no implica que una persona que está en el cuantil µ de la distribución condicionada se encontrará en el mismo cuantil una vez que sus características X hayan cambiado. 19

1 min µ n nx (µ 1 2 + 1 2 sgn(ln w i X i µ))(ln w i X i µ) (4) i=1 donde el vector Kx1 de condiciones de primer orden viene dado por: 1 nx (µ 1 n 2 + 1 2 sgn(ln w i X i^ µ))x i =0 (5) i=1 A partir de esta condición queda claro que lo que importa es el signo de los errores y no su magnitud, por lo que, tal y como señalan Dolado y Llorens (2003), la regresión cuantílica es robusta a la presencia de observaciones atípicas. Por último, debemos tener en cuenta que cuando se estiman varias regresiones cuantílicas en distintos puntos de la distribución condicionada, dado que se utilizan los mismos datos con distintas ponderaciones, dichas regresiones estarán correlacionadas (Buchinsky (1998)). 4.2 Descomposición de las diferencias salariales La forma más conocida de descomponer las diferencias salariales medias entre dos grupos de trabajadores en una parte explicada por diferencias en las características productivas y otra parte no explicada es la propuesta por Oaxaca (1973) y Blinder (1973). Este método se basa en la propiedad que presenta la estimación de ecuaciones salariales por mínimos cuadrados ordinarios según la cual la esperanza del salario condicionado en las características medias de la muestra coincide con el salario medio no condicionado, es decir: E ln w i j ¹X = ¹X = E [ln w i ] (6) De esta manera podemos obtener una descomposición exacta de las diferencias salariales medias entre los dos grupos de trabajadores. Sin embargo, en el contexto de regresión cuantílica no existe una propiedad similar. Si tomamos la esperanza de la ecuación (2) condicionada a que el logaritmo del salario sea igual al del cuantil µ no condicionado, ln w i =lnw iµ, obtenemos: 20

ln w iµ = E [Xj ln w i =lnw iµ ] 0 µ + E [u iµ j ln w i =lnw iµ ] (7) De modo que el salario en el cuantil µ no condicionado es igual al de su cuantil µ condicionado en el vector de características medias de los individuos situados en dicho percentil más un término de error, que es la esperanza del error para estos individuos. A partir de la ecuación anterior podemos extender la descomposición de Oaxaca-Blinder y escribir diferencia entre los salarios de hombres y mujeres en el cuantil µ no condiciondos como: ln w vµ ln w mµ = E (X m j ln w m =lnw mµ ) 0 ( µv µm )+ [E (X v j ln w v =lnw vµ ) E (X m j ln w m =lnw mµ )] 0 µv (8) +E (u µv j ln w v =lnw vµ ) E (u µm j ln w m =lnw mµ ) El primer elemento de la suma mide las diferencias en la valoración de las características que hace el mercado, lo que se considera una medida de la discriminación. El segundo término estima las diferencias en las características de hombres y mujeres y representa la parte de la brecha salarial explicada por dichas diferencias. Al contrario de lo que sucede cuando utilizamos mínimos cuadrados ordinarios, esta descomposición no es exacta, ya que aparece un término debido a que se está evaluando la función cuantílica condicionda en un punto que no da el salario del cuantil no condicionado. Existen diversos trabajos que tratan de calcular el componente discriminatorio de la brecha salarial entre hombres y mujeres utilizando el método de regresión cuantílica. En primer lugar, García et al (2001), basándose en el trabajo de Mueller (1998), proponen una descomposición exacta comparando los salarios predichos en distintos cuantiles de las dos distribuciones salariales, condicionados a las características medias de la muestra total: ^Q µ ln wv j ¹ X ^Q µ ln wm j ¹ X = ¹ X ³^ µv ^ µm (9) De esta manera se estima el salario de los hombres que, con las características medias de la muestra, dejan atrás a una fracción µ de varones con las mismas características y se compara con el salario de aquellas mujeres que, con las características medias, dejan atrás la misma proporción µ de 21

mujeres con iguales características. Este método tiene la ventaja de que permite una descomposición muy similar a la de Oaxaca. Además, como demuestran Basset y Koenker (1982), para todo µ 1 <µ 2 =) ¹X µ1 < ¹X µ2,mientras que la monotonicidad de los cuantiles condiciondados evaluados en cualquier otro punto no está garantizada. Utilizando los datos de la Encuesta de Conciencia, Biografía y Estructura de Clase (1991), obtienen que la brecha salarial aumenta a medida que crecen los salarios. Por otra parte, la parte de las diferencias salariales no explicada por diferencias en características es mayor, tanto en términos absolutos como en relación a la brecha salarial predicha, en la parte más alta de la distribución salarial, lo que parece apoyar la hipótesis de que las mujeres con salarios altos están sujetas a una mayor discriminación. Sin embargo, Gardeazabal y Ugidos (2003) consideran más apropiado medir la discriminación en los cuantiles no condicionados, que se basa en los salarios observados y no en los predichos. Estos autores apuntan que el método propuesto por García et al pondera las diferencias en los rendimientos de las características por el vector de características medias de la muestra, independientemente del cuantil considerado y argumentan que puede ser más apropiado ponderar dichas diferencias de acuerdo con las características de los individuos en el cuantil de interés. Para solucionar este problema proponen una descomposición exacta de las diferencias salariales en los cuantiles no condicionados. Para ello evalúan los cuantiles condicionados en un punto tal que se obtienen los cuantiles no condicionados. Del conjunto de vectores de características que cumplen esta condición escogen aquel, y iµ, que minimiza la distancia al vector E (X i j ln w i =lnw iµ ). La descomposición de las diferencias salariales en el cuantil µ queda: ln w vµ ln w mµ = y 0 mµ ( µv µm )+(y mµ y fµ ) 0 µm (10) A partir de los datos de la Encuesta de Estructura Salarial (1995) obtienen que las diferencias salariales entre hombres y mujeres aumentan a lo largo de la distribución salarial. Encuentran que si bien los coe cientes de discriminación absoluta estimados aumentan con los cuantiles, la discriminación en relación a la brecha salarial total se reduce a medida que nos movemos a cuantiles superiores, de manera que, en relación a la diferencia salarial, total la mayor discriminación tiene lugar en los cuantiles 22

más bajos. En tercer lugar, Dolado y Llorens (2003), basándose en el trabajo de Albrecht et al (2003), que detallaremos posteriormente, proponen una tercera forma alternativa de descomponer las diferencias salariales. A la hora de escoger el vector de características en la ecuación (8), realizan el siguiente proceso para cada grupo de trabajadores: a partir de los datos extraen una muestra de las características de 100 individuos con reemplazamiento. Los individuos se ordenan por salario, de modo que se tiene una observación en cada percentil. Este proceso se repite 100 veces y se calcula el vector de características en cada percentil de interés de acuerdo con la fórmula: E (X m j ln w m =lnw mµ )= 1 X100 X mµi (11) 100 Con los datos del Panel de Hogares de la Unión Europea de 1999, estudian las diferencias salariales por sexo en distintos cuantiles distinguiendo a los trabajadores en función de su nivel de educación. Para el grupo de educación baja (enseñanza primaria y secundaria) encuentran que la brecha salarial i=1 decrece a lo largo de la distribución. Dado que las mujeres menos cuali cadas tienen una mayor probabilidad de abandono, los empresarios pueden utilizar discriminación estadística y pagarles un menor salario que a los hombres (en este caso hablan de suelos de cristal). A medida que las mujeres ganan experiencia y antigüedad, los empresarios lo interpretan como señal de una mayor estabilidad y los salarios de las mujeres se irán acercando a los de los varones. Por el contrario, para el grupo de trabajadores con educación universitaria la brecha salarial crece a lo largo de toda la distribución, poniendo de mani esto la existencia de un techo de cristal. En este caso se espera que las mujeres que han invertido en capital humano sean más estables en el mercado de trabajo, por lo que sus salarios serán más cercanos a los de los varones en la parte baja de la distribución. Sin embargo, dado que las mujeres tienen una menor probabilidad de promocionar en su puesto de trabajo 9,labrechasalarial irá aumentando a medida que nos movemos hacia la parte alta de la distribución. Por otro lado, el peso del componente discriminatorio a la hora de explicar la brecha salarial es mayor que en los trabajos anteriores. A continuación describimos con detalle el método propuesto por Albrecht et al (2003), basado en 9 Una forma de racionalizar este resultado es el modelo de Lazear y Rosen (1990) y el de Booth et al (2003). 23