2.1. Capital humano, usos culturales e instituciones del mercado de trabajo

La bibliografía en este campo demuestra sistemáticamente que las madres perciben salarios por hora inferiores a los de sus homólogas sin hijos. Además, al controlar las características individuales, se ha observado que esa diferencia no puede atribuirse únicamente a la elección variable de la maternidad en el caso de mujeres ya predispuestas a percibir salarios bajos (Gangl y Ziefle 2009; Budig y Hodges 2010; England et al. 2016). En este apartado se pasa revista a algunas de las explicaciones generales de la penalización de la maternidad, antes de examinar la bibliografía basada en métodos cuantílicos, que explora la variación de dicha penalización a lo largo de la distribución de ingresos.

Las explicaciones más destacadas de la penalización de la maternidad se apoyan fundamentalmente en la teoría del capital humano (Becker 1985). La tesis más común es que la brecha salarial de la maternidad surge de discrepancias en la productividad mensurable derivadas de las características dispares del capital humano de las madres y las mujeres sin hijos. La pérdida acumulada de educación, formación y experiencia tras el parto, ocasionada por las interrupciones del empleo y la disminución de las horas de trabajo, reduce la productividad de las madres y, por lo tanto, sus recompensas (Anderson, Binder y Krause 2003; Gangl y Ziefle 2009; Glauber 2012; England et al. 2016). Así lo corroboran las investigaciones que revelan que las madres adoptivas sufren menores penalizaciones salariales que las biológicas, posiblemente porque estas últimas tienen interrupciones más prolongadas en su vida profesional debido al embarazo y a la lactancia (Rosenbaum 2021). La carga desproporcionada de responsabilidades de cuidado infantil que soportan las mujeres agrava las divergencias en capital humano entre las madres y las mujeres sin hijos. La maternidad puede inhibir la trayectoria profesional de las mujeres, limitando su movilidad o incitándolas a optar por puestos «compatibles con la vida familiar» que, aunque son de inferior categoría y están peor remunerados, les permiten conciliar las obligaciones familiares con el empleo (Gangl y Ziefle 2009; Abendroth, Huffman y Treas 2014). Las tesis de que la penalización de la maternidad es menor para quienes posponen el parto a la espera de progresar en su carrera profesional (Herr 2016) no son concluyentes, pues se ha observado que retrasar la fecundidad tiene escasos efectos permanentes en los ingresos de las mujeres (Rosenbaum 2020) o incluso amplifica la brecha salarial de la maternidad (Viitanen 2014).

Otra dimensión de la teoría del capital humano es la hipótesis del esfuerzo laboral de Becker (1985), que sostiene que las madres son menos productivas en el trabajo porque las responsabilidades del cuidado de los hijos minan su energía. La hipótesis cobra credibilidad por la evidencia de que la brecha salarial de la maternidad es mayor para las mujeres en profesiones exigentes (Azmat y Ferrer 2017) o para las que tienen un mayor número de hijos (Viitanen 2014). A pesar de su veracidad, la tesis de que las empleadas con hijos están menos motivadas, son menos competentes o se vuelcan menos en el trabajo está muy extendida. Estos estereotipos permean en la cultura de las organizaciones, cuyas prácticas de contratación, remuneración y ascenso discriminan sistemáticamente a las madres (Correll, Benard y Paik 2007; Glass y Fodor 2018).

En general, se estima que las diferencias de capital humano representan entre un cuarto y dos tercios de la brecha salarial de la maternidad. Por lo tanto, las explicaciones sobre el capital humano ofrecen una explicación poderosa, aunque incompleta, de este fenómeno. Dado que la importancia del capital humano varía entre los países (Gangl y Ziefle 2009), sectores (Glass y Fodor 2018; Halrynjo y Mangset 2022) y empresas (Casarico y Lattanzio 2023), se ha empezado a investigar el entorno cultural e institucional en el que surge la penalización salarial de la maternidad.

En los estudios que tratan de explicar la penalización de la maternidad por motivos culturales se sondea cómo los usos y creencias dominantes sobre los roles de género afectan a la participación laboral. Desde esta perspectiva se afirma que el sentido de la maternidad, así como los comportamientos apropiados para esa función social, se rige por convenciones y expectativas propios de la comunidad a la que pertenecen las madres. Estas convenciones presentan sesgos de género que asignan a las mujeres la responsabilidad primaria de las tareas familiares y domésticas. En un plano social, los supuestos culturales subyacentes han malogrado ciertas políticas bienintencionadas de conciliación del trabajo con la familia. Por ejemplo, Halrynjo y Lyng (2009) demuestran cómo las generosas políticas suecas de licencia parental propiciaron una renuncia a la vida activa al reforzar los supuestos preexistentes sobre la condición de la mujer como trabajadora sustituible. A nivel sectorial u ocupacional, también se ha demostrado que las incompatibilidades percibidas entre las responsabilidades maternales y los usos y expectativas de los empleados ejemplares obstaculizan las perspectivas de las madres trabajadoras (Glass y Fodor 2018).

Las instituciones del trabajo, que están influenciadas por estos supuestos culturales, también afectan a la penalización de la maternidad. Entre las políticas básicas de los países industrializados avanzados figuran una serie de medidas de protección del empleo, guarderías subvencionadas, licencias parentales remuneradas y programas de apoyo a los ingresos familiares (Olivetti y Petrongolo, 2017). Al acortar el periodo de interrupción de la actividad laboral, estas disposiciones sufragan los costos de capital humano asociados a la maternidad, reduciendo así la brecha salarial correspondiente (Budig, Misra y Boeckmann 2016; Waldfogel 1998). Sin embargo, los países adoptan políticas muy heterogéneas, lo que se traduce en efectos de diverso signo, y a veces perversos, sobre la penalización de la maternidad (véase Mari y Cutuli 2021). Por ejemplo, los efectos de las intervenciones diseñadas para complementar los ingresos se ven contrarrestados con nuevas pérdidas de capital humano, ya que ralentizan la reincorporación de las madres a la población activa. Del mismo modo, el impacto de estas políticas se distribuye de forma desigual (Hook y Paek 2020), e incluso se adaptan para atenuar los problemas de quienes soportan las mayores desventajas. En este contexto, para los responsables políticos es fundamental detectar los resultados heterogéneos de la maternidad en la distribución salarial y prever cuál será la eficacia de las medidas.

2.2. Penalización de la maternidad en la distribución salarial

A fin de auditar el impacto de la maternidad en distintos puntos de la distribución de ingresos, los investigadores han recurrido a la regresión cuantílica. Con un método basado en la regresión cuantílica condicional (RCC), Budig y Hodges (2010) concluyen que las trabajadoras peor remuneradas son las que sufren una mayor penalización salarial de la maternidad. Los mecanismos que precipitan la penalización salarial difieren también entre las trabajadoras con hijos situadas en distintos segmentos de la distribución de ingresos. En concreto, el esfuerzo laboral es el factor que explica la penalización en el segmento más bajo, mientras que las pérdidas de capital humano son el factor prevalente de la penalización en el segmento más alto. Una limitación importante de la RCC es que solo estima la relación entre la maternidad y los salarios en diferentes puntos de la distribución condicional, para las mujeres cuyos salarios son más altos o más bajos en función de las covariables del modelo (Killewald y Bearak 2014). Ese inconveniente se subsanó con la aplicación de la RCI. Aunque la magnitud varía, los estudios que estiman la RCI suelen dar como resultado una curva en forma de J en la penalización de la maternidad a lo largo de la distribución salarial. El patrón general es una brecha entre mujeres con hijos y sin hijos en la parte inferior de la distribución salarial, brecha que se ensancha y alcanza su punto máximo en los sucesivos cuantiles hasta llegar a la mediana. La penalización de la maternidad disminuye en la mitad superior de la distribución salarial y desaparece en el decil superior (Budig y Hodges 2014; Killewald y Bearak 2014) o incluso se transforma en una prima por maternidad (Glauber 2018; Kwak 2022). En suma, el descenso general de la penalización salarial de la maternidad descrito con modelos basados en el promedio se debe, principalmente, a las madres con ingresos elevados.

El descenso progresivo de la penalización y el surgimiento de una prima salarial de maternidad son, en parte, el resultado de la selección positiva de las mujeres con salarios elevados que deciden tener hijos, sumada a la correspondiente disminución de la proporción de trabajadoras con hijos en la mitad inferior de la distribución de ingresos (Kwak 2022). Más allá de ese aspecto, se ha teorizado que la prima por maternidad tiene su origen en explicaciones relativas al capital humano. England et al. (2016) conjeturaron que las personas con los salarios y competencias más elevados sufrían mayores penalizaciones de la maternidad, dado que las ausencias de la población activa, por breves que fueran, conllevaban costos sustanciales. Sin embargo, estudios más recientes indican que los salarios altos otorgan a las madres los medios para mitigar las mermas de productividad que tradicionalmente acompañan a la maternidad. Las madres con salarios altos tienen la opción de delegar algunas de sus tareas domésticas, incluida la crianza de los hijos, reduciendo así la interferencia con la productividad laboral (Budig y Hodges 2010; Cooke 2014; Kwak 2022; Rios-Avila y Maroto 2022). Los salarios altos también se relacionan con ocupaciones que ofrecen a los empleados flexibilidad y autonomía, lo que permite a las madres ocuparse de la crianza infantil mientras mantienen la productividad en modalidades de trabajo versátiles (Glauber 2018; Fuller y Hirsh 2019).

En el contexto estadounidense, también se han formulado explicaciones relacionadas con la productividad para otros factores de heterogeneidad observados. Por ejemplo, aunque el patrón observado en los Estados Unidos muestra menores penalizaciones (o incluso primas) en los cuantiles salariales más altos, la brecha salarial de la maternidad generalmente crece en paralelo al número de hijos (Cooke 2014; Glauber 2018; Kwak 2022). Esto concuerda con la arraigada idea de que tener una familia numerosa parece limitar las perspectivas profesionales de la madre (véase Yu y Hara 2021), aunque los salarios elevados ofrezcan cierta protección al respecto. Del mismo modo, desde la década de 1990, las madres casadas en los Estados Unidos han sufrido menores penalizaciones salariales que las madres solteras. El decil superior de madres casadas ha disfrutado de una prima salarial a lo largo de este periodo, pero no ha sido así en el caso de las madres solteras hasta 2015, momento en el que esta ventaja se extendió también a las madres casadas por encima del cuantil 70 (Kwak 2022). Este dato indica que disponer de un salario más alto puede paliar el impacto de la maternidad en la productividad. Además, si los ingresos de la madre superan a los de su pareja, es posible que conjuntamente estén optimizando los ingresos del hogar al decidir que ella sea la principal perceptora de la familia, mientras su pareja asume más responsabilidades familiares y domésticas.

Los estudios realizados fuera de los Estados Unidos revelan patrones similares de heterogeneidad en la penalización salarial de la maternidad, pero atribuyen una función más preponderante a las explicaciones institucionales. En Australia y el Reino Unido, Cooke (2014) observa que las mayores penalizaciones de la maternidad tienen lugar entre los cuantiles 25 y la mediana, y que las penalizaciones disminuyen en la mitad superior de la distribución. Estas diferencias son menores que las de los Estados Unidos y, curiosamente, la RCI pone de manifiesto una prima por maternidad entre las personas con ingresos más bajos. Basándose en datos del sector privado, Cooke, Hägglund e Icardi (2022) comparan los casos de Alemania, Finlandia y el Reino Unido. En el Reino Unido aparece una penalización de la maternidad en toda la distribución, pero se acentúa en los segmentos de ingresos más altos. En el caso de Finlandia, las madres situadas en los cuantiles más bajos sufren las mayores penalizaciones, pero estas disminuyen y desaparecen en el cuantil 60 y se convierten en una prima de maternidad a partir de ahí. En Alemania, solo en la mediana o en el cuantil 80 aparece una penalización salarial significativa. La diversidad de los resultados es atribuible en parte a los acuerdos institucionales, como la generosidad o no de las políticas familiares, que influyen en el alcance y el tipo de participación de las madres en la población activa (Gangl y Ziefle 2009; Budig, Misra y Boeckmann 2016).

3.1. Regresión MCO multivariante frente a regresión cuantílica

Los métodos de panel y los modelos basados en la regresión multivariante por mínimos cuadrados ordinarios (MCO) se utilizan a menudo en los análisis empíricos de la economía laboral. Se trata de métodos apropiados cuando los datos están disponibles en la forma correcta y tienen el comportamiento esperado, en referencia a los supuestos de normalidad de los errores. Estos métodos empíricos suelen basarse en el promedio u otras medidas de tendencia central de la distribución de la variable considerada. Si se cumplen varios supuestos restrictivos en relación con las distribuciones gaussianas, los modelos de regresión MCO pueden estimarse de manera correcta, y cabe inferir de ellos todos los detalles pertinentes sobre la distribución condicional de la variable dependiente. En cambio, los métodos de regresión cuantílica permiten determinar una familia de líneas de regresión, cada una de las cuales corresponde individualmente a un cuantil específico de la distribución condicional de la variable dependiente.

Siguiendo los postulados de Koenker y Bassett (1978), supongamos que {y_i:i = 1, …, T} representa una muestra aleatoria para una variable aleatoria Y, que tiene una función de distribución F. Koenker y Bassett (1978) y Koenker y Hallock (2001) muestran que el cuantil q de la muestra (0 < q < 1) puede expresarse como una solución al siguiente problema de optimización, minimizando mediante el coeficiente β de una manera equivalente:

      (1)

En un modelo clásico de regresión lineal para estimar la regresión de Y sobre un vector de covariables X, los coeficientes β se calculan minimizando la suma de los residuos al cuadrado. De forma similar, se puede estimar el coeficiente β_q correspondiente a la q-ésima función cuantílica condicional minimizando una suma de residuos absolutos ponderados asimétricamente (Koenker y Hallock 2001). Esto se representa de la siguiente manera:

${\text{mín}}_{{\beta }_q\in R}\sum {\rho }_q(y–{x^{\prime }}_i{\beta }_q)$       (2)

donde ρ_q(.) es la función de valor absoluto, que se define como ρ_q(ɛ) = ɛ · (q – I(ɛ < 0)) para cualquier q ∈ (0, 1). Los coeficientes estimados, β_q, pueden interpretarse como efectos parciales o marginales, dependiendo de si la variable explicativa correspondiente es continua o categórica. Sobre la base de la función objetivo mostrada anteriormente, es posible generalizar para abarcar el caso de la regresión lineal con {x_i:i = 1, …, T} representando una fila de K-vectores e {y_i:i = 1, …, T} que indica una muestra aleatoria generada por el proceso de regresión $u_i\text{=}{y}_i–{x^{\prime }}_i\beta$ con una distribución F. En este contexto, el estimador de la q-ésima regresión cuantílica $(\widehat{{\beta }_q})$ minimiza con respecto a β_q (0 < q < 1) como sigue:

      (3)

3.2. Regresión cuantílica incondicional

La RCI permite a los investigadores evaluar el impacto de los cambios en la distribución de las covariables o las variables explicativas sobre los cuantiles de la distribución incondicional (marginal) de una variable de resultado. Este método consiste en el cálculo de una función de influencia recentrada (FIR), que luego se somete a regresiones con las variables explicativas. Este enfoque evita alternativas que son gravosas en recursos computacionales y que requieren especificaciones no paramétricas, así como situaciones en las que el ejercicio se vuelve intratable o inviable por falta de datos.

Siguiendo el enfoque de Firpo, Fortin y Lemieux (2009), un modelo de RCI puede entenderse como la adaptación de un modelo a un conjunto de covariables, por ejemplo X, en una FIR que es específica del cuantil de interés. La FIR es una suma de las funciones de valor y de influencia y se utiliza habitualmente en los estudios sobre estadística robusta (Hampel et al. 1986). La función de influencia constituye la primera derivada de un estimador dado y determina la magnitud de las variaciones en la distribución generada al agregar una observación adicional (véase Hampel 1974). Una función de influencia permite evaluar el impacto (o «influencia») de agregar o suprimir una observación sobre el valor de un estadístico, ν(F), sin necesidad de recalcularlo. La función de influencia puede definirse en los siguientes términos:

$\text{FI(}y;\nu \text{(}F\text{))}=\hspace{0.17em}{\lim }_{\theta \to 0}\hspace{0.17em}\frac{[\nu \hspace{0.17em}((1-\theta )\cdot F\text{+}\theta \cdot {\delta }_y)–\nu \hspace{0.17em}(F)]}{\theta },\hspace{0.17em}0\le \theta \le 1$       (4)

donde F simboliza la función de distribución acumulativa de Y, mientras que δ_y representa una distribución que concentra toda su masa en el valor y (Borah y Basu 2013). Seguidamente, se calcula una FIR agregando el estadístico a su función de influencia:

$\text{FIR}(y;\nu ) =\nu \hspace{0.17em}\text{(}F\text{)+}\text{FI}\hspace{0.17em}(y;\hspace{0.17em}\nu )$       (5)

La FIR posee una propiedad muy interesante, a saber, que su expectativa es igual a la de ν(F). En consecuencia, si el estadístico de interés es el promedio, entonces la función de influencia (FI) se representa directamente como el residuo calculado en ese valor de Y, mientras que la FIR es simplemente el valor de Y:

$\text{FI}\left(y;\lambda \right)= {\lim }_{\theta \to 0}\frac{[((1–\theta )\cdot \lambda \text{+}\theta \cdot y)–\lambda ]}{\theta }=y–\lambda$       (6)

$\text{FIR(}y;\hspace{0.17em}{\theta }_{\tau }\text{)}=\theta \text{+(}y–\theta \text{)=}y$       (7)

Eso significa que los coeficientes estimados mediante la RCI utilizando la FIR pueden explicarse (e interpretarse) de un modo similar a los coeficientes de regresión basados en MCO, y son aplicables a cualquier contexto empírico que involucre cualquier estadístico de interés. En este caso, el principal interés radica en explicar cómo la maternidad (f_i) y un conjunto de covariables apropiadas (X_i) afectan al salario por hora (Y_i) del individuo i en el conjunto de datos del UKHLS. En este artículo, Y_i corresponde a la variable salario por hora (hpay). Suponiendo que los estadísticos de interés se encuentren en el τ-ésimo cuantil, para dicho cuantil τ, siendo τ ∈ (0, 1), la FIR en un cuantil q determinado, simbolizada como (ϕ (Y, q_τ, F_Y)), se define mediante la siguiente expresión:

$\varphi \text{(}Y,q_{\tau },F_Y\text{)=}{q}_{\tau }\text{+}\frac{\tau –\chi (Y_i\le q_{\tau })}{f_Y(q_{\tau })}$       (8)

donde Y_i representa el valor de la variable dependiente; q_τ denota el valor del τ-ésimo cuantil de la variable de resultado observada; χ(Y_i ≤ q_τ) es una función indicadora que toma el valor de 1 cuando el valor observado es inferior al correspondiente cuantil de interés q_τ; y puesto que F_Y es la distribución acumulativa de Y, la distribución marginal está simbolizada por f_Y, que toma el valor f_Y(q_τ) en q_τ. Esta expresión no incluye covariables, lo que confiere a la RCI una especial aptitud (y robustez) en comparación con los métodos de RCC convencionales (Koenker y Bassett 1978). En consecuencia, se obtiene el siguiente resultado añadiendo el estadístico a su función de influencia:

$\text{FIR(}Y;\hspace{0.17em}{q}_{\tau }\text{)}=\varphi \text{(}Y,q_{\tau },F_Y\text{)=}{q}_{\tau }+\text{FI}(Y;\hspace{0.17em}{q}_{\tau })$       (9)

El método de RCI puede aplicarse utilizando una de las tres técnicas de estimación siguientes (véase también Firpo, Fortin y Lemieux 2009): MCO (FIR-MCO), logística (FIR-logit) o no paramétrica (denominada FIR no paramétrica). El cálculo de la FIR-MCO es similar al de MCO en general y, en aquellos casos en que el estadístico de interés es el promedio, las estimaciones de la FIR-MCO para el promedio son exactamente iguales a las de la regresión basada en MCO. El modelo de regresión cuantílica puede estimarse utilizando la fórmula ϕ (Y_i, q_τ, F_Y) estimada para un individuo i, y con el conjunto asociado de variables explicativas X_i. Si también es necesario incluir efectos fijos (γ_j), se obtiene la siguiente regresión de segunda etapa (Borgen 2016):

$\varphi \text{(}{Y}_i,\hspace{0.17em}{q}_{\tau },\hspace{0.17em}{F}_Y\text{)=}\alpha \text{+}{\beta }_{\tau }{X}_i\text{+}{\gamma }_j\text{+}{u}_j$       (10)

En este contexto, el principal interés de la investigación reside en el vector de coeficientes β y los correspondientes interceptos α. Se da por supuesto que los términos de error u_j son independientes y están idénticamente distribuidos con un promedio de cero y una varianza constante dentro de una región j. Se puede realizar la estimación del modelo utilizando errores estándar robustos agrupados, que son idóneos cuando se supone una heterogeneidad no observada entre regiones. Mediante un proceso en dos etapas como el que aquí se describe, es más fácil aplicar otras pruebas de diagnóstico de los coeficientes resultantes. Este enfoque permite obtener múltiples modelos sobre el mismo conjunto de datos con diferentes variables explicativas. Una prueba de igualdad de parámetros entre dos cuantiles de interés, como τ₁ y τ₂, es una prueba del supuesto de que los coeficientes β_τ son idénticos en una regresión de ϕ(Y_i, q_τ,1, F_Y) y ϕ(Y_i, q_τ,2, F_Y) aplicada a las covariables X correspondientes. Como la distribución es la misma, los resultados de la primera etapa no varían, y la prueba puede llevarse a cabo utilizando regresiones aparentemente inconexas con un centrado idóneo para tener en cuenta los efectos fijos.

El tipo de regresión cuantílica utilizado por Koenker y Bassett (1978), la RCC, ayuda a evaluar el impacto diferencial de las variables explicativas sobre la distribución de la variable de resultado. De este modo, es posible estimar el impacto de una variable explicativa en un cuantil específico de la variable de resultado o dependiente, condicionado a valores específicos de otras variables explicativas. Sin embargo, este enfoque presenta algunas limitaciones que la RCI ayuda a superar. En primer lugar, los métodos RCC evalúan los efectos de una variable explicativa en un cuantil de la variable de resultado, condicionados a los valores de las demás variables explicativas. Por consiguiente, los resultados de la RCC no son fácilmente extrapolables a otras situaciones ni pueden aplicarse a un contexto de políticas. Los métodos de RCI subsanan esta deficiencia integrando los efectos de otras variables explicativas en toda la distribución, de manera que los resultados y el análisis sean más generalizables. En segundo lugar, los métodos RCI proporcionan una evaluación de los efectos marginales sobre la distribución de otras covariables dentro de un modelo elegido y son más manejables y sencillos de interpretar en la formulación de políticas. En tercer lugar, la RCI permite estimar efectos parciales típicos, los denominados «efectos parciales cuantílicos incondicionales». Por último, los métodos de RCC proporcionan los efectos intragrupo, mientras que los métodos de RCI estiman el efecto total (la suma de los efectos intergrupos e intragrupo). De este modo, los métodos de RCI resultan más útiles al analizar los efectos parciales cuantílicos incondicionales, que son de especial relevancia para el análisis de políticas.

En el presente análisis empírico se utilizan métodos de panel antes de proceder a estimar la RCI. En consonancia con investigaciones anteriores, el logaritmo del salario por hora se emplea como variable dependiente en todas las especificaciones del modelo. La variable independiente clave es hijos, que representa la maternidad y corresponde al número de hijos menores de 16 años en el hogar. En el cuadro 1 figuran otros regresores y un conjunto de términos de interacción. Por último, se incluyen también variables ficticias de tiempo en todos los modelos para tener en cuenta los efectos temporales, como las políticas gubernamentales que no se recogen en los demás regresores. La forma algebraica del modelo que empleamos es:

$\text{ln(}\mathit{\text{hpay}}\text{)}={\alpha }_{i,t}\text{+}{\gamma }_{i,t}\mathit{\text{hijo}}{s}_{i,t}\text{+}{{\displaystyle \sum }}_{i=1}^{i=k}{\beta }_{i,t}{Z}_{i,t}\text{+}{\in }_{i,t}$       (11)

siendo γ el principal coeficiente de interés, Z_i,t un vector completo de controles para cada individuo (i)-ronda(t) y ε_i,t el término de error.

5.1. MCO, efectos fijos y aleatorios

En este apartado se estima la penalización de la maternidad en el Reino Unido con varios métodos estándar de datos de panel, a saber: modelos de MCO agrupados, efectos aleatorios y efectos fijos (cuadro 4). Para analizar la existencia y la magnitud de una penalización de la maternidad, se utiliza el modelo $\text{ln(}\mathit{\text{hpay}}\text{)}={\alpha }_{i,t}\text{+}{\gamma }_{i,t}\mathit{\text{hijo}}{s}_{i,t}\text{+}{\Sigma }_{i=1}^{i=k}{\beta }_{i,t}{Z}_{i,t}\text{+}{\in }_{i,t}$ como especificación de referencia, en la cual se considera el logaritmo del salario por hora como variable dependiente, mientras que la variable hijos es la principal variable de interés. Todas las estimaciones se obtienen utilizando errores estándar robustos ante la heterocedasticidad, indicados entre paréntesis. Cada modelo confirma en promedio la persistencia de una brecha salarial para las madres en el Reino Unido, aunque de proporciones variables. Según el cálculo de MCO, el coeficiente hijos, que representa el efecto de cada hijo adicional sobre el salario por hora de las mujeres, es negativo y muy significativo, lo que parece indicar una clara penalización de la maternidad. Dado que el logaritmo del salario por hora es la variable dependiente, el coeficiente puede expresarse como efecto porcentual. Así, el modelo MCO indica que las madres ganan un 2,7 por ciento menos que las mujeres sin hijos por cada hijo que tienen. La mayoría de los estudios que utilizan MCO para calibrar la penalización de la maternidad en el Reino Unido, publicados en la década de 1990 y basados en datos aún más antiguos, están obsoletos. En comparación con esos estudios, las estimaciones expuestas en este artículo sugieren que la penalización de la maternidad está disminuyendo. Este resultado concuerda con los de Harkness y Waldfogel (2003), autores que demuestran que un hijo representa una diferencia salarial del 7 por ciento para las madres, y que la proporción aumenta hasta alcanzar el 30 por ciento a partir de los tres hijos. Sin embargo, el modelo aplicado en dicho estudio no tiene en cuenta un conjunto completo de variables de control relativas a la magnitud de la penalización de la maternidad. Al utilizar MCO, se examina cómo otras variables de control (estado civil, educación y actividad económica) afectan significativamente a los salarios por hora (cuadro 4).

Los resultados obtenidos mediante MCO pueden estar muy sesgados en presencia de endogeneidad. Al imponer restricciones a los supuestos de exogeneidad de la correlación cruzada entre las perturbaciones y la matriz de coeficientes, los modelos de efectos aleatorios permiten controlar la heterogeneidad individual. El coeficiente hijos en el modelo de efectos aleatorios es negativo y significativo, e indica una brecha salarial del 6,1 por ciento, considerablemente mayor que en el modelo de MCO. Se presentan las estimaciones obtenidas mediante efectos fijos y se verifica el supuesto de eficiencia del estimador de efectos aleatorios mediante la prueba de Hausman. El resultado de la prueba rechaza la hipótesis nula de que un modelo de efectos aleatorios tiene en cuenta adecuadamente los efectos individuales. Con los modelos de efectos fijos, que permiten controlar los factores no observados que podrían afectar a los salarios (Budig y Hodges 2010), se obtiene una penalización de la maternidad del 6,9 por ciento por cada hijo adicional. Los errores estándar, ligeramente mayores, muestran que los resultados obtenidos con estimadores de efectos fijos son más robustos. En consecuencia, se comparan los resultados de la RCI con los estimados en el modelo de efectos fijos.

5.2. Regresión cuantílica incondicional

Se estima la regresión cuantílica incondicional utilizando las mismas covariables descritas en el modelo de referencia para cada decil de la distribución de la variable dependiente, el logaritmo del salario por hora (véase el cuadro 5). La RCI da como resultado una variación considerable de la penalización de la maternidad a lo largo de la distribución salarial (véase también el gráfico 1). En τ = 10, el coeficiente de hijos es negativo y estadísticamente significativo, mostrando una penalización del 3,3 por ciento. La penalización persiste y sigue siendo estadísticamente significativa en la mitad inferior de la distribución, con un valor del 2,9 por ciento en τ = 25 y del 3,5 por ciento en τ = 50. A partir de ese punto, la penalización disminuye monótonamente y desaparece por completo en τ = 75. En particular, el coeficiente alcanza un valor positivo y significativo del 2,6 por ciento en τ = 90, lo que muestra la presencia de una prima por maternidad. Al igual que en las estimaciones realizadas en los Estados Unidos (Glauber 2018; Kwak 2022), la disminución de la penalización media de la maternidad en el Reino Unido parece estar vinculada a una mejora de la posición de las madres en el cuartil superior de la distribución salarial.

Gráfico 1.

Efectos de la maternidad por cuantiles

Así pues, según los análisis aquí realizados, en toda la mitad inferior de la distribución de ingresos aparece una penalización de la maternidad que se amplía en los cuantiles hasta llegar a la mediana, pero luego disminuye y pasa a ser una prima para las personas con mayores ingresos (gráfico 1). Estos resultados coinciden en gran medida con el patrón establecido en la bibliografía basada en RCI (véase Glauber 2018; Kwak 2022). No obstante, los resultados de este estudio difieren en algunos aspectos sutiles, relacionados con el contexto específico del Reino Unido.

Gráfico 2.

Interacción de la maternidad y el estado civil

Fuente: Cálculos de los autores con datos del UKHLS.

Los coeficientes indican una penalización de la maternidad relativamente constante en la mitad inferior de la distribución de ingresos. En cambio, algunos estudios anteriores muestran que las madres del segundo cuartil sufren penalizaciones salariales más duras que las del cuartil más bajo. En los Estados Unidos, Budig y Hodges (2014) observan una penalización del 8 por ciento en τ = 25 y τ = 50, casi el doble que en τ = 10. Del mismo modo, en las distintas cohortes examinadas por Kwak (2022), las penalizaciones relativamente pequeñas (del 1 al 3 por ciento) en τ = 10 se duplicaron o triplicaron en τ = 25, pero se mantuvieron relativamente estables hasta τ = 50. Este fenómeno es aún más pronunciado en el caso del Reino Unido, donde las madres del decil inferior acumulan una prima salarial del 5 por ciento, mientras que las del segundo cuartil soportan una penalización del 5 por ciento (Cooke 2014). Curiosamente, en una investigación posterior, Cooke, Hägglund e Icardi (2022) concluyen que esa prima desaparece, y estiman una penalización del 8 al 10 por ciento en la mitad inferior de la distribución de ingresos. Aunque es necesario seguir investigando esta cuestión, la divergencia entre los casos de los Estados Unidos y el Reino Unido, además de la evolución en este último caso, puede tener su origen en las cambiantes estructuras de empleo y su interacción con el sistema de bienestar.

Desde hace unos quince años, las madres muestran niveles de empleo similares en el Reino Unido y los Estados Unidos, pero la naturaleza de su trabajo difiere drásticamente.¹ La proporción de madres que trabajan a tiempo parcial en el Reino Unido es tres veces mayor que en los Estados Unidos, mientras que la proporción de madres que trabajan a tiempo completo en este último país es una vez y media mayor que en el Reino Unido. Hasta cierto punto, esto se debe al sistema de bienestar corporativo estadounidense, que asigna diversas prestaciones a las ocupaciones a tiempo completo. Este incentivo estimula a las mujeres a trabajar a tiempo completo sea cual sea su situación parental. Del mismo modo, muchas mujeres que viven en pareja en los Estados Unidos dependen del seguro relacionado con el empleo de su pareja. Además, numerosas mujeres trabajadoras, sobre todo las menos formadas, ocupan puestos que carecen de prestaciones, incluido el seguro médico. Al mismo tiempo, la proporción de mujeres que trabajan a tiempo completo, mayor en los Estados Unidos que en el Reino Unido, es reflejo de un panorama más complejo que un cálculo racional en torno al seguro de salud. Está en consonancia con las características institucionales y estructurales de la economía estadounidense, incluido su sistema de bienestar social menos generoso y sus políticas en materia de salarios y horas de trabajo.²

Los componentes del sistema público de bienestar social del Reino Unido empujan a las madres a conformarse con puestos a tiempo parcial en sectores que ofrecen salarios más bajos. La existencia de menores niveles de penalización entre las madres con salarios bajos en el Reino Unido puede atribuirse a la selección de mujeres en el trabajo a tiempo parcial (Gangl y Ziefle 2009). Es decir, entre las mujeres con salarios bajos del Reino Unido existe una penalización por género más que una penalización añadida específica de la maternidad. Las reformas del sistema de protección social del Reino Unido pueden contribuir a explicar la reaparición de la penalización en los segmentos de ingresos más bajos. A partir de 2013, el Gobierno introdujo el Crédito Universal, un pago único condicionado a un control de ingresos en sustitución de seis prestaciones y créditos fiscales. Esta reforma regresiva ha afectado desproporcionadamente a los ingresos del decil inferior (Brewer et al. 2020), algo que el Gobierno esperaba que pudiera estimular una mayor participación en la fuerza de trabajo. Ante la modesta oferta pública de educación infantil y los costos prohibitivos de las alternativas privadas, las madres con bajos ingresos pueden haber renunciado a incorporarse al mercado laboral porque los costos adicionales de guardería serían superiores a sus ingresos.

La conclusión de que la penalización de la maternidad en el Reino Unido se reduce a partir de la mediana coincide con los estudios realizados en otros contextos. Que la penalización desaparezca (Killewald y Bearak 2014) o se convierta en una prima salarial entre las madres con mayores ingresos está en consonancia con los datos de los Estados Unidos, pero es una observación novedosa en el Reino Unido. Como se ilustra en el gráfico 1, el coeficiente hijos en τ = 75 pasa a ser positivo, aunque sin significación estadística, y prosigue una trayectoria ascendente hasta llegar a una prima estadísticamente significativa del 2,6 por ciento para las madres del decil superior. Anteriormente, se estimaba que las madres británicas del cuantil 75 sufrían una penalización salarial del 2 por ciento, que disminuía hasta desaparecer en el cuantil 90 (Cooke 2014). En este sentido, la penalización de la maternidad en el Reino Unido puede seguir una trayectoria paralela a la de los Estados Unidos, donde la prima por maternidad, que apareció inicialmente en el decil superior a finales de la década de 1990, beneficia ahora a las empleadas del cuartil superior (Glauber 2018; Kwak 2022).

Al igual que en los Estados Unidos, la prima salarial de las madres con altos ingresos en el Reino Unido es probablemente un reflejo de su remuneración, que les aporta los medios financieros para externalizar las responsabilidades del cuidado de los hijos a terceros, lo cual les permite seguir siendo miembros productivos de la fuerza de trabajo a tiempo completo. Los costos exorbitantes del cuidado infantil son menos preocupantes en el caso de las personas con mayores ingresos, cuyo rendimiento salarial cubre holgadamente esas partidas de gastos. Los salarios elevados también pueden corresponder a ocupaciones en las que los individuos poseen calificaciones especializadas difíciles de sustituir. Esto puede obligar a las empresas que deseen retener a empleadas calificadas a ofrecerles condiciones generosas tras la maternidad. Además de obtener paquetes financieros atractivos, las madres pueden beneficiarse de la flexibilidad en el lugar de trabajo para conciliar su vida profesional y personal (Goldin y Katz 2011). Una línea fructífera de futuras investigaciones se abre a partir de la conclusión de Buchmann y McDaniel (2016) de que las madres estadounidenses en ocupaciones masculinizadas (como la medicina y la ingeniería) disfrutan de primas salariales, mientras que sus homólogas en ocupaciones feminizadas (como la enseñanza y la atención de la salud) sufren una penalización. Este tipo de estudio resulta especialmente pertinente en el caso del Reino Unido, donde la fuerte segregación del mercado laboral distribuye a las mujeres de manera desigual por sectores, con las consiguientes disparidades en las oportunidades de empleo y de remuneración (Leoncini, Macaluso y Polselli 2024).

La prima también puede explicarse por la evolución específica del Reino Unido desde la fecha de la investigación anterior. Por ejemplo, en los últimos quince años, la proporción de madres que trabajan a tiempo parcial en el Reino Unido se ha mantenido estable en el 33-34 por ciento, pero la proporción de las que trabajan a tiempo completo ha crecido del 29 al 40 por ciento.³ Como conjetura Cooke (2014), la atenuación de la penalización de la maternidad hacia el extremo superior de la distribución se debe probablemente a que las madres británicas con mayores ingresos tienen más probabilidades de trabajar a tiempo completo. La creciente proporción de madres que trabajan a tiempo completo ayuda a explicar el fortalecimiento de este patrón. También hay evidencia empírica de que las familias situadas en los deciles de ingresos más altos pueden ser beneficiarias desproporcionadas de la cuadruplicación del gasto público en educación infantil desde 2000 (Drayton y Farquharson 2023). Las familias de los deciles con mayores ingresos tienden a estar formadas por dos progenitores, lo que lleva a preguntarse cómo afecta la situación familiar o de pareja a la penalización de la maternidad. En el siguiente apartado se analiza esta cuestión.

5.3. Interacciones

En teoría, la presencia de una pareja con la que compartir las responsabilidades del cuidado de los hijos debería atenuar el problema de productividad que aparentemente subyace a la penalización de la maternidad. En la práctica, sin embargo, estar en pareja puede agravar la penalización de la maternidad al reforzar la división del trabajo en función del género. De hecho, los principales factores que contribuyen a la penalización de la maternidad operan a la inversa para el padre, generando una prima de paternidad. La madre asume las principales obligaciones de cuidado de los hijos, lo que reduce su disponibilidad para el trabajo remunerado y afecta negativamente a su competencia percibida, mientras que las horas trabajadas por el padre, cuya dedicación se percibe como mayor que la de los hombres sin hijos, no disminuyen (Killewald y Gough 2013). En el caso de las mujeres solteras, la ausencia de una pareja que les proporcione apoyo financiero podría intensificar el imperativo de trabajar, pero las responsabilidades del cuidado de los hijos podrían limitar su capacidad para hacerlo, con resultados contradictorios para la penalización de la maternidad (véase Harkness 2016).

A continuación, se analizan las interacciones de las variables de maternidad y estado civil para estudiar esa dinámica. Los resultados se resumen en el cuadro 6 y se representan en el gráfico 2. En paralelo a investigaciones anteriores, el análisis muestra variaciones significativas en la penalización de la maternidad según la situación de pareja de la madre. Al aplicar el modelo de efectos fijos se observa que, en comparación con las mujeres sin hijos homólogas, las madres solteras sufren una penalización del 7,3 por ciento, las casadas del 5,5 por ciento y las divorciadas o viudas del 5,1 por ciento (cuadro 6). Sin embargo, la penalización no difiere significativamente de cero en términos estadísticos. En cambio, el análisis de la RCI revela algunos matices interesantes de estas relaciones. Sugiere que la penalización de la maternidad aumenta con el salario, y que las madres en τ = 90 ganan hasta un 30 por ciento menos que sus homólogas sin hijos. Las madres en pareja se enfrentan a penalizaciones menores que las madres solteras en todos los cuantiles; para estas últimas las penalizaciones son muy severas hacia el extremo superior de la distribución (gráfico 2 y cuadro 6).

Estos resultados pueden parecer paradójicos si se comparan con la prima de maternidad de las madres con ingresos elevados (gráfico 1). Sin embargo, los dos coeficientes difieren por su construcción y, por lo tanto, deben interpretarse de forma diferente. La prima en el cuantil 90 en el cuadro 5 indica que las trabajadoras con salarios altos consiguen superar el impacto negativo de la maternidad, posiblemente gracias a mejores sistemas de apoyo o a la flexibilidad del lugar de trabajo. Esto no es incompatible con los datos del cuadro 6, donde las interacciones muestran penalizaciones pero no excluyen la existencia de una prima por el número de hijos en los cuantiles altos. No obstante, los resultados derivados del término de interacción son esclarecedores en el sentido de que muestran una mayor penalización salarial para las madres solteras en comparación con las madres en pareja.

Los estudios basados en RCI han constatado sistemáticamente que la brecha salarial de la maternidad es mayor para las madres solteras que para las que tienen pareja. No obstante, las diferencias observadas en el presente estudio son significativamente mayores que las señaladas por Kwak (2022) en los Estados Unidos. Además, en contraste con los resultados aquí obtenidos, las investigaciones realizadas en otros contextos tienden a señalar una penalización salarial decreciente entre quienes más ganan. Una vez más, esto puede ser el resultado perverso de algunas de las políticas de bienestar del Reino Unido. El sistema británico de bienestar contemporáneo, del que el Crédito Universal es un ejemplo característico, tiene como objetivo atraer a las personas hacia el mercado laboral, especialmente a las de bajos ingresos, buscando que mejore su situación económica si trabajan. Las madres que perciben prestaciones de menor cuantía tienen fuertes incentivos para incorporarse a un empleo asalariado, lo que limita su penalización en comparación con sus homólogas sin hijos. Paradójicamente, las deficiencias del sistema de protección social británico, como el insuficiente número de plazas de guardería subvencionadas por el Estado, pueden afectar más a las madres con mayores ingresos. A falta de una pareja que asuma las responsabilidades del cuidado de los hijos, estas madres pueden verse obligadas a sacrificar oportunidades profesionales aceptando empleos «compatibles con la crianza de los hijos» o a tiempo parcial, a expensas de salarios más altos, sobre todo teniendo en cuenta los elevadísimos costos de las guarderías privadas en el Reino Unido.

Un aspecto de esta cuestión es la premisa de que las madres ocupan puestos con menos horas de trabajo, y que ello contribuye a la diferencia salarial con las mujeres sin hijos. En el presente estudio se comprueba si el número de horas trabajadas incrementa la penalización de la maternidad en toda la distribución salarial, modelizando la interacción entre tiempo de trabajo e hijos (cuadro 7). El coeficiente de efectos fijos muestra que, en promedio, las madres que trabajan más horas suelen percibir salarios relativamente más altos que las mujeres sin hijos. La robustez de este resultado se comprueba observando cómo varía esta prima salarial entre cuantiles. Las madres ganan significativamente más que las mujeres sin hijos, aunque la diferencia no cambia sustancialmente con la distribución salarial, lo que sugiere que, a pesar de que la prima es estadísticamente significativa, solo contribuye de manera tangencial a elevar el salario por hora de las madres. El gráfico 3 confirma la fuerte asociación positiva entre la maternidad y las horas de trabajo, cuestionando así la idea errónea de que la penalización de la maternidad se debe a una compensación entre las horas dedicadas al trabajo y a la parentalidad.

Gráfico 3.

Interacción entre la maternidad y las horas de trabajo

Fuente: Cálculos de los autores con datos del UKHLS.