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El estudio del conflicto trabajo y familia ha estado vigente en las agendas de investigación por más de dos décadas, en parte, debido a la creciente participación de las mujeres en la fuerza de trabajo y a los cambios concomitantes en el mercado laboral y las familias. Este conflicto se produce cuando las presiones del rol laboral, dificultan la participación en el rol familiar o viceversa (Greenhaus & Beutell, 1998). Se puede manifestar en tensiones basadas en el equilibrio entre ambas dimensiones, ya sea por el tiempo de dedicación, por la carga de trabajo que produce fatiga, estrés o por actitudes que dificultan la toma de decisiones (Carlson et al., 2000). Su presencia se asocia, a nivel personal, con la disminución de la satisfacción laboral, el ausentismo y aspectos relativos al estrés, la ansiedad o el agotamiento (McGinnity & Russell, 2013), y a nivel familiar impacta en la productividad, la eficacia personal, las relaciones maritales y las relaciones entre padres e hijos (Gornick & Meyers, 2003 citado en Hegewisch & Gornick, 2011).
Gran parte de la investigación sobre el conflicto trabajo-familia realizada en países desarrollados, muestra resultados heterogéneos en función de los contextos institucionales, culturales y económicos. La evidencia en América Latina está limitada a unos cuantos estudios recientes, mostrando que el conflicto, especialmente en las mujeres, afectó la autopercepción de salud (Cadena et al., 2020), un mayor sacrifico del tiempo personal, del desarrollo individual y de la satisfacción con su tiempo de ocio (Frías, 2020).
De igual manera, en Chile existen algunos estudios sobre los factores relacionados o incidentes en el conflicto. A partir del cuestionario de Conflicto Trabajo y Familia (CTF/CFT) de Carlson, Kacmar y Williams (2000) , aplicados a padres y madres trabajadoras de la Región del Maule, dos estudios mostraron una leve interferencia de la familia en el trabajo; mientras que se observa una relación significativa y negativa entre el conflicto y la autoeficacia parental (Jiménez et al., 2011, 2020). En otro análisis en la misma región, se aplicó el Cuestionario de Interacción Trabajo-Familia (SWING) en trabajadores, indicando que no existía diferencia en el nivel de equilibrio trabajo-familia entre hombres y mujeres; aunque las mujeres realizaban más tareas en el hogar, a pesar de su jornada laboral. También se encontraron diferencias entre hombres y mujeres en relación con la autoeficacia parental (Ortega et al., 2013). En un estudio posterior con trabajadores del sistema de salud chileno, basado en el Cuestionario Interferencia Trabajo-Familia de Riley y Small (1990), se consideró la interferencia como un factor psicosocial asociado al deterioro laboral (Vera- Calzaretta et al., 2015).
A diferencia de los estudios mencionados, en este se introduce la variable género con preguntas acerca del cuidado, el número de hijos y las dificultades para conciliar; las que marcan diferencias entre los sexos; así como la vinculación con prestaciones gubernamentales asociadas al cuidado de los padres trabajadores. Para analizar la influencia en el conflicto, se elaboró un instrumento a partir de preguntas extraídas del Cuestionario Conflicto Trabajo y Familia de la Encuesta Social Europea (ESS en adelante), para medir el fenómeno de interés y el acceso a servicios de atención provistos por el Estado; y del Cuestionario Eurobarómetro (McGinnity & Whelan, 2009; Svallfors, 2012) para identificar las diferencias en la percepción de los roles de género entre los sexos.
El objetivo de este artículo es aportar al conocimiento sobre la incidencia de factores sociolaborales, así como las actitudes hacia la igualdad de género y el Estado de bienestar en el conflicto trabajo-familia en padres y madres trabajadores de Santiago de Chile. Esta investigación permitirá vincular el conflicto con los valores relativos al papel de mujeres y hombres en el hogar y el trabajo, y al rol del Estado en garantizar una provisión de bienes y servicios destinados a dicha población.
Relación familia y trabajo
El conflicto trabajo-familia es una forma en la que las presiones del rol de trabajo y los dominios familiares son mutuamente incompatibles en algún aspecto (Greenhaus & Beutell, 1985), es decir, que el tiempo o la energía destinada a una esfera, no está disponible para la otra. Esto no significa que ambos dominios no puedan apoyarse mutuamente, sino que, en algunas actividades, las funciones laborales y familiares tienen normas y requisitos distintos que pueden ser incompatibles entre sí, y priorizar una esfera sobre la otra puede tener diferentes efectos. La evidencia internacional basada en la ESS muestra que las personas que pasan más tiempo en el dominio familiar que en el trabajo, informan los niveles más bajos de conflicto trabajo- familia, y, por el contrario, quienes pasan más tiempo en el trabajo que en la familia parecen experimentar la mayoría de los conflictos hacia las familias (Greenhaus et al., 2003).
Otros factores que han mostrado influir en el conflicto están asociados a las condiciones laborales. Parece ser que el trabajo a tiempo parcial y el tiempo flexible tienden a reducir la presión laboral y el conflicto trabajo-vida, es decir, trabajar desde casa se asocia con mayores niveles de presión laboral y conflicto trabajo-vida (Russell et al., 2009). Junto con esto, se ha observado que este tipo de conflicto varía según el nivel de renta de las familias, siendo experimentado más intensamente por los grupos profesionales, seguidos por los profesionales de menor nivel; los grupos no manuales y manuales calificados reportan niveles más bajos de conflicto (McGinnity & Calvert, 2008). Las personas con bajos ingresos y menos capital social tienen menor probabilidad de contar con otros para el cuidado de los niños en caso de emergencia, lo que aumenta los niveles de conflicto trabajo a familia (Ford, 2011).
Es importante considerar que el conflicto no es homogéneo entre trabajadores (König & Cesinger, 2015), ni entre los miembros de la pareja, respecto a sus capacidades para equilibrar los múltiples roles (Hochschild, 1989). Esto se debe a que las responsabilidades laborales y familiares son vividas de manera diferente entre los sexos (Keene & Quadagno, 2004; McGinnity & Whelan, 2009).
En algunos estudios, se ha observado que la participación en múltiples roles aumenta el conflicto, especialmente entre las mujeres que comparten roles con sus parejas y las que tienen doble carga (Wierda-Boer et al., 2009). En países como Gran Bretaña y Países Bajos, las presiones familiares se reducen debido a las altas tasas de empleo a tiempo parcial de las madres trabajadoras sobre el promedio europeo; mientras que, en Finlandia y Alemania, las mujeres que participan activamente en ambos roles experimentan más conflicto de la familia a trabajo, debido a las horas dedicadas a las tareas del hogar (Gallie & Russell, 2009). De igual manera, el horario de trabajo, es uno de los factores que incrementa fuertemente el conflicto, más en el caso de las mujeres (Steiber, 2009). Otro de los aspectos analizados del conflicto tiene que ver con la dirección en que se produce: de trabajo a familia o de familia a trabajo, aunque es más frecuente el primer caso (Frone, 2003). De hecho, la mayoría de los estudios empíricos han abordado la evaluación de los factores que influyen en el conflicto trabajo a familia, y solo en los últimos años se ha profundizado en la otra dirección (Badawy & Schieman, 2020; Davis, 2020; Gabini, 2019; Peng et al., 2020).
El conflicto de la familia a trabajo se asocia a las horas de trabajo de la pareja, horas de trabajo doméstico, el estrés de las tareas domésticas y carga financiera, y el número y la edad de los hijos, (McGinnity & Russell, 2013). Las tareas domésticas contribuyen en gran medida a este tipo de conflicto, debido a la dedicación y tiempo requerido al cuidado de los hijos cuando son pequeños. La evidencia internacional basada en la ESS es mixta debido a la presencia de múltiples factores intervinientes, uno de ellos comúnmente usado es el nivel de renta familiar, se sabe que las relaciones de tensión familia a trabajo pueden ser más débiles para los individuos en hogares de altos ingresos que para los de bajos ingresos (Ford, 2011). Respecto a la incidencia de las tareas domésticas y del cuidado en el conflicto, no hay consenso, las tareas domésticas pueden afectar negativamente el conflicto en ambos sexos; y, en otros casos, solo el cuidado de los hijos pequeños tiene una influencia negativa en el conflicto (Keene & Quadagno, 2004) con efecto nulo del ámbito familiar para hombres y mujeres (Voydanoff, 1988). Por el contrario, nuevos hallazgos en países con mayor desigualdad de género indican que este conflicto es solo significativo para las mujeres y cuando existen dificultades con los hijos. En estos contextos, las demandas de cuidado son estresores entre los miembros de la pareja y, en consecuencia, provocan un robo de tiempo en el trabajo (Badawy & Schieman, 2020; Davis, 2020; Peng et al., 2020).
Factores que inciden en el conflicto trabajo-familia
El igualitarismo de género remite a las normas sociales sobre la asignación de roles entre los sexos, mientras más igualitarismo, menor diferenciación entre los roles, por lo que se espera que mujeres y hombres participen en el trabajo remunerado y compartan las tareas del hogar (Annor, 2016; House & Javidan, 2004; Herrera et al., 2012). Por otra parte, las actitudes de género son las “creencias normativas sobre cómo deberían ser las relaciones de género en la sociedad, o el grado en que una persona apoya la norma de igualdad de género” (Bergh, 2006, p. 6). La evidencia indica que la familia con roles igualitarios es más bien un tipo ideal de familia. La tendencia actual de las familias es de doble ingreso con un proveedor principal, generalmente el varón, y las mujeres complementan el ingreso familiar y realizan la mayor parte de las tareas domésticas. En caso de conflicto, la familia es la primera prioridad para las mujeres; mientras que el trabajo es para los hombres (Tereškinas, 2010). Probablemente las actitudes y comportamiento de las madres estén mediadas por la necesidad económica de trabajar, así como por la disponibilidad de apoyo informal para el cuidado en períodos cortos (Council of Europe, 2009). Pese a esta desigualdad, las mujeres declaran estar más satisfechas con la conciliación (Soboleva, 2019). Otro estudio comparte los resultados anteriores al señalar que los países nórdicos (Noruega, Suecia, Finlandia, Dinamarca e Islandia) tienen una actitud favorable ante la igualdad de género e informan niveles más bajos de conflicto trabajo-familia (Hagqvist et al., 2016; Torres et al., 2012).
Junto con el género, otro aspecto en el que se expresan las actitudes igualitaristas es en relación con el bienestar y el rol del Estado. La noción de “bienestar” se refiere a una política pública amplia que incluye seguridad general e ingresos igualitarios para todos los ciudadanos de un país. Actualmente, este igualitarismo se define como la “relación que tienen los estados de bienestar con el principio de igualdad, es decir, con la idea de que el colectivo debe garantizar a cada ciudadano el acceso a un conjunto básico de bienes y servicios” (Calzada et al., 2013, p. 64). El Estado garantiza ese acceso mediante las políticas de bienestar que definen un conjunto de derechos sociales, responden a las vulnerabilidades comunes y abordan las necesidades de protección frente a las incertidumbres del mercado.
Las actitudes hacia el Estado de bienestar abordan cuestiones asociadas a la protección social y establecen el nivel de adhesión o rechazo de la intervención del Estado en el ámbito del bienestar familiar, en este caso, frente a las necesidades de los padres trabajadores (Calzada et al., 2013). Las investigaciones sobre las consecuencias de las actitudes de bienestar incorporan evaluaciones de las políticas públicas, no solo por sus efectos distributivos o eficiencia económica, sino también por sus efectos normativos en amplios sectores de la población nacional (Svallfors, 2012). La evidencia indica que los ciudadanos de la UE y Rusia combinan actitudes positivas hacia algunos aspectos y críticas hacia otros del bienestar, mostrándose los rusos, comparativamente, más insatisfechos con el Estado de bienestar (Oorschot & Gugushvili, 2019).
Cuando se considera la clase y la edad como factores estructurantes de las actitudes hacia el Estado de bienestar se observan diferencias; los hombres, los jóvenes, las personas con mayores ingresos y los trabajadores autónomos son más positivos sobre las consecuencias sociales del Estado del bienestar (Oorschot, 2010). En otros estudios, las diferencias de actitud entre los grupos etarios varían sustancialmente en los contextos nacionales, aunque de forma menos uniforme, sin componer un patrón fácilmente interpretable (Svallfors, 2012; Svallfors et al., 2012). En cambio, las diferencias de clase en las actitudes hacia el Estado de bienestar son particularmente grandes en algunos de los países de Europa del Este, pero en general, no se puede encontrar un patrón regional obvio (Svallfors et al., 2012).
Hipótesis
Hipótesis 1: se encontrará una mayor probabilidad de conflicto trabajo-familia entre quienes manifiesten mayor igualitarismo de género.
Hipótesis 2: se encontrará una mayor probabilidad de conflicto trabajo-familia entre quienes mantienen actitudes favorables hacia el Estado de bienestar.
Hipótesis 3: es esperable que el conflicto familia a trabajo sea más probable entre:
Método
Se empleó un diseño cuantitativo no experimental, de tipo transversal y analítico (Bryman, 2016) para el desarrollo de la investigación.
Participantes
El universo del estudio correspondió a los hogares con padres y madres trabajadores que tengan hijos menores de 14 años del Gran Santiago. Se buscó determinar qué proporción representan respecto del total de los hogares de la ciudad. Para establecer la probabilidad de encontrar este tipo de hogar, se hizo un procedimiento de selección muestral por conglomerados trietápico.
Esta encuesta consta de 550 casos. El tamaño muestral se definió considerando un margen de error máximo de ± 4.18 % para un 95 % de confianza, teniendo presente que a su vez permitiera una dispersión de casos en al menos seis comunas del Gran Santiago. Se sortearon de manera aleatoria y con probabilidades de selección proporcionales a su participación en la población objetivo, es decir, las comunas con mayor número de hogares con hijos menores de 14 años, tenían mayores probabilidades de selección. Las seis comunas fueron seleccionadas aleatoriamente. Se calculó la distribución del grupo objetivo entre las comunas seleccionadas, en función de la cual se asignó el número de encuestas correspondiente a cada una. Finalmente, las características de la muestra de estudio se presentan en la tabla 1.
Tabla 1 Datos sociodemográficos y caracterización
| Hombres | Mujeres | |
|---|---|---|
| (n = 237) | (n = 313) | |
| Edad | ||
| Media (DT) | 37.14 (8.96) | 36.9 (10.01) |
| Nivel educativo (%) | ||
| Bajo | 9.7 | 13.4 |
| Medio | 61.2 | 57.5 |
| Alto | 29.1 | 29.1 |
| Comuna (%) | ||
| Estación Central | 5.1 | 8.3 |
| La Florida | 21.5 | 15 |
| Las Condes | 9.3 | 8.3 |
| Puente Alto | 26.2 | 30.7 |
| Quilicura | 12.7 | 8 |
| Santiago | 25.3 | 29.7 |
Fuente: elaboración propia.
Instrumentos
Los datos analizados provienen de una Encuesta sobre Conciliación de la Vida Laboral y Familiar y los Derechos al Cuidado, un instrumento ad hoc diseñado para conocer la relación entre conciliación y conflicto de la población ocupada con hijos menores de edad, y el uso y las percepciones sobre valores relativos a cuestiones relativas al Estado de bienestar y la igualdad de género.
Contiene dos módulos de la quinta ronda sobre trabajo, familia y bienestar de la ESS, específicamente, las dimensiones “Conflicto trabajo a familia” y “Conflicto familia a trabajo”. (McGinnity & Whelan, 2009). Además, la encuesta tiene un módulo de la cuarta ronda sobre las actitudes del bienestar de la ESS. Estas preguntas examinan la dimensión “Actitudes hacia el alcance y las responsabilidades del Estado de bienestar” de parte del Gobierno sobre distintos grupos, entre ellos, padres y madres trabajadores en materia de prestaciones sociales (Oorschot & Gugushvili, 2019).
Así mismo, el instrumento incorporó un módulo de la Encuesta Eurobarómetro (2014), relativo a la “Declaración de igualdad de género”. Estas preguntas abordan el rol de las mujeres en el lugar de trabajo, la economía y en la sociedad (European Union, 2015). Finalmente, se incorporó un módulo de la Encuesta sobre Conciliación de la Vida Laboral, Familiar y Personal relativo a las “Dificultades para conciliar” del Instituto Vasco de Estadística (CVL10) (EUSTAT, 2010).
Variables
Variables dependientes
Conflicto trabajo-familia: medición que considera simultáneamente el conflicto familia a trabajo y el conflicto trabajo a familia (European Social Survey, 2011). La confiabilidad de esta escala fue alta (α = 0.701).
Conflicto familia a trabajo: se midió a través de una escala de tres ítems acerca del grado en que la vida familiar interfiere con la vida laboral: “Tiene la sensación de que su pareja o familia está harta de la presión que a usted le supone el trabajo”, “Le resulta difícil concentrarse en el trabajo por sus responsabilidades familiares” y “Cree que sus responsabilidades familiares le impiden dedicar el tiempo que debería a su trabajo”. El formato de respuesta de ambas escalas fue de 1 (nunca) a 5 (siempre). La confiabilidad de esta escala fue buena (α = 0.614).
Variables independientes
Dimensión de actitudes hacia el Estado de bienestar y sus responsabilidades (ronda cuarta de la ESS del año 2008) (Encuesta Social Europea, 2017; Oorschot, 2010): consta de tres ítems ante la pregunta “¿Cuánta responsabilidad cree usted que debería asumir el Estado a la hora de…?: “Garantizar suficientes servicios de sala cuna y jardín para padres trabajadores”, “Garantizar permisos de trabajo pagados para quienes tengan que cuidar a familiares enfermos durante un tiempo” y “Garantizar permisos de trabajos pagados para padres trabajadores que tengan que cuidar a hijos enfermos durante un tiempo”. El formato de respuesta de ambas escalas fue de 1 a 5 que va de 1 (muy de acuerdo) a 5 (muy en desacuerdo) (European Social Survey, 2008). La confiabilidad del alfa de Cronbach fue buena (0.697).
Dimensión “Declaración de igualdad género” (Eurobarómetro del año 2014): consta de cuatro ítems con las siguientes afirmaciones: “La igualdad entre hombres y mujeres es un derecho fundamental”, “La igualdad entre hombres y mujeres ayudará a las mujeres a ser más independientes económicamente”, “Si hay más mujeres en el mercado laboral, la economía crecerá” y “Hacer frente a la desigualdad entre hombres y mujeres es necesario para establecer una sociedad más justa”. El formato de respuesta fue una escala de 1 a 5, que va de 1 (muy de acuerdo) a 5 (muy en desacuerdo). La confiabilidad del alfa de Cronbach fue aceptable (0.643).
Dimensión “Dificultades para conciliar” (EUS-TAT, 2010): consta de tres ítems ante la valoración del nivel de dificultad que tiene para “Solicitar días de permiso sin sueldo por motivos familiares”, “Solicitar una reducción de la jornada laboral por motivos familiares”, “Ausentarse del trabajo para resolver asuntos particulares esporádicos”. El formato de respuesta fue una escala de 1 a 5 que va de 1 (ninguna dificultad) a 5 (extrema dificultad). La confiabilidad del alfa de Cronbach fue buena (0.883).
Tiempo de cuidado: se calculó en función de la sumatoria del tiempo que dicen dedicar los padres en un día de la semana a los hijos menores de 14 años, en actividades como dar de comer, bañar, acostar, mudar o llevar al baño, vestir, llevar a la escuela, llevar a una actividad deportiva, ayudar con las tareas escolares, jugar y leer cuentos.
Mujer: se emplean como variable dummy (1 = mujer).
Tiempo fuera de la casa por trabajo: se considera la cantidad de horas promedio de trabajo diario, siendo recodificada en los siguientes tramos: ‘parcial’ de jornada (entre 4 a 6 horas) y completa (entre 7 y 9 horas semanales). También se incluyó a quienes superan la jornada de 10 horas diarias. Se emplea como variable dummy (1 = más de 10 horas).
Características de la empresa o institución: se ha considerado el tamaño medido en función del número de trabajadores con los que cuenta. De esta forma, se ha establecido una clasificación compuesta de tres categorías: grande (200 y más), pequeña y mediana (10 y 199 trabajadores) y microempresa (menos de 10 trabajadores). Se emplea como variable dummy (1 = menos de 10 trabajadores).
Ingreso mínimo: corresponde al salario hora bruto medido como la suma de salario individual y los complementos salariales, pero sin considerar los pagos por horas extraordinarias y otros pagos extraordinarios. Se emplea como variable dummy (1 = recibir el ingreso mínimo).
Número de hijos: influye en la distribución del tiempo de cada padre o madre trabajador, lo que puede influir en el conflicto trabajo-familia. Se emplea como variable dummy (1 = tener entre 3 a 5 hijos).
Trabajar por cuenta propia: como variable dummy (1 = trabajar por cuenta propia).
Procedimiento
El período regular de recolección de la encuesta comenzó en agosto y terminó en diciembre del 2018. De manera especial, se generó un levantamiento complementario con la finalidad de recuperar información faltante sobre las características ocupacionales o igualdad de género de los informantes no contactados en las viviendas logradas en el período regular.
El medio de recolección de información fue un formulario en papel, que posteriormente fue digitalizado. El tipo de aplicación fue presencial. Para los casos en que no se logró el contacto con el informante directo, se aplicó una encuesta personal a un informante idóneo o “sustituto” por los supervisores de terreno.
Estrategia de análisis
Para el análisis de datos se utilizó el software IBM SPSS Statistics, v.25. En un primer momento, se aplicaron técnicas de estadística descriptiva que permitieron caracterizar la muestra. En un segundo momento se analizaron las variables de estudio, tanto las variables criterio conflicto trabajo-familia y conflicto familia a trabajo, como las variables independientes, por medio de correlaciones (Wilson & Joye, 2016) para analizar la interacción entre ellas. Debido a la construcción de las escalas de conflicto, que son de tipo numérico, se inició el análisis aplicando regresión lineal múltiple. Sin embargo, al realizar las pruebas de ajuste se descartó esta técnica debido a que los modelos calculados no cumplían con los supuestos básicos de la regresión múltiple, especialmente, por el incumplimiento de normalidad (Cea D’Ancona, 2002). Por tanto, la siguiente opción fue la de aplicar la regresión logística (Hair et al., 2014), que mantiene la misma idea de evaluar la influencia de un conjunto de variables independientes sobre la variable dependiente. A diferencia de la regresión lineal múltiple, la logística, al considerar una variable dependiente dicotómica, no se ajusta al criterio de linealidad respecto a las variables independientes. Tampoco requiere el cumplimiento del criterio de normalidad y admite que los datos presenten heterocedasticidad.
De esta manera, se dicotomizaron las variables dependientes en valores 0 como “menor frecuencia de conflicto” y 1 como “mayor frecuencia de conflicto”. Este procedimiento permitió un mejor ajuste del modelo logrando cumplir con los supuestos para la regresión logística binaria (DeMaris, 1995).
Resultados
Una vez recogida la información se procedió a analizar los resultados de manera descriptiva (tabla 2). Respecto al ingreso individual -incluye pensiones, sueldos y salarios-, observamos una brecha entre los sexos en todos los rangos, concentrándose en las mujeres en los tres primeros niveles, mientras que en los hombres se distribuye más heterogéneamente.
Tabla 2 Estadísticos descriptivos por sexo
| Hombres | Mujeres | |
|---|---|---|
| (n = 237) | (n = 313) | |
| Ingresos (%) | ||
| < 280.000 | 4.3 | 19 |
| > 280.001 ≤ 450.000 | 17.9 | 34.2 |
| > 450.001 ≤ 650.000 | 24.3 | 14.8 |
| > 650.001 ≤ 850.000 | 14.5 | 11.6 |
| > 850.001 ≤ 1.000.000 | 13.6 | 5.8 |
| > 1.000.001 ≤ 1.250.000 | 8.1 | 5.8 |
| > 1.250.001 | 17.4 | 8.7 |
| Cuidado de hijos (%) | ||
| Sí, como único cuidador | 8.4 | 36.4 |
| Sí, pero compartido con otro | 86.1 | 62.3 |
| Ocasionalmente | 5.5 | 1.3 |
| Conflicto | ||
| Media (DT) | 13.15 (4.89) | 12.83 (4.59) |
| Actitudes hacia el Estado de bienestar | ||
| Media (DT) | 14.69 (1.89) | 14.87 (1.51) |
| Declaración de igualdad de género | ||
| Media (DT) | 17.64 (2.37) | 17.98 (2.25) |
| Dificultades de conciliación | ||
| Media (DT) | 7.46 (4.16) | 7.36 (4.04) |
Fuente: elaboración propia.
El cuidado de los hijos indica que una cifra importante de mujeres declara ser cuidadora única (36.4 %), pero la mayoría la comparte con otro (62.3 %). Por su parte, los hombres principalmente, comparten el cuidado con otra persona (86.1 %). El conflicto trabajo-familia presenta un nivel moderado en cada sexo, siendo mayor entre los hombres (X = 13.15; DS = 4.89), en comparación con las mujeres (X = 12.83; DS = 4.59). Las dimensiones “Actitudes hacia el Estado de bienestar” y “Declaración de igualdad de género”, presentan un nivel moderado para cada sexo. La brecha entre hombres y mujeres en estas variables es menor que la observada en ingresos y cuidado de los hijos.
Determinantes del conflicto trabajo-familia
Los resultados que se muestran a continuación, se estructuran de acuerdo con las variables dependientes: “Conflicto trabajo-familia” y “Conflicto familia a trabajo”, considerando un modelo predictivo por cada una de ellas. Por tanto, se presentan dos regresiones logísticas binarias, incluyendo en cada una de ellas las variables independientes: “Tiempo de cuidado de los hijos en el hogar”, “Actitudes hacia el Estado de bienestar”, “Declaración de igualdad de género”, “Dificultades para conciliar”, “Horas fuera de casa”, “Tamaño de empresa”, “Ingreso mínimo”, “Número de hijos”, “Trabaja por cuenta propia” y “Mujer”.
Para el caso del conflicto trabajo-familia, los resultados de los análisis (tabla 3) evidencian una regresión logística binaria significativa, prueba de Ómnibus χ2 (10, N = 475) = 51.87, p = <. 001. Además, el modelo muestra un buen ajuste a los datos por medio de la prueba Hosmer-Lemeshow χ2 (8, N = 475) = 12.72, p = 0.12. Los ajustes del modelo R 2= 0.1 y R 2= 0.15, explican entre un 10 % y un 15 % de la varianza de clasificación. El modelo logra clasificar correctamente un 66.3 % de los casos.
Tabla 3 Determinantes del conflicto trabajo-familia
| Modelo 1 | |||||
|---|---|---|---|---|---|
| Predictor | B | EE | β | p | 95% IC para B |
| Constante | -2.99 | 1.28 | 0.05 | 0.02 | |
| Tiempo cuidado | 0.05 | 0.04 | 1.06 | 0.12 | [0.98, 1.13] |
| Actitudes hacia el Estado de bienestar | 0.06 | 0.09 | 1.06 | 0.51 | [0.89, 1.27] |
| Declaración de igualdad de género | 0.05 | 0.05 | 1.05 | 0.3 | [0.96, 1.14] |
| Dificultades para conciliar | 0.15 | 0.03 | 1.17 | 0.00 | [1.11, 1.23] |
| Trabaja más de 10 horas fuera de casa | -0.3 | 0.22 | 0.74 | 0.17 | [0.49, 1.13] |
| Trabaja en microempresa | -0.07 | 0.25 | 0.94 | 0.79 | [0.57, 1.53] |
| Recibe ingreso mínimo | -0.01 | 0.22 | 0.99 | 0.96 | [0.64, 1.53] |
| Entre 3 a 5 hijos | -0.16 | 0.21 | 0.85 | 0.43 | [0.57, 1.28] |
| Trabaja por cuenta propia | 0.1 | 0.27 | 1.1 | 0.72 | [0.65, 1.87] |
| Mujer | 0.07 | 0.22 | 1.1 | 0.73 | [0.71, 1.64] |
Nota. B = coeficiente de regresión no estandarizado; β = coeficiente de regresión estandarizado; EE = error estándar; IC = intervalo de confianza.
Fuente: elaboración propia.
Tal como se aprecia en la tabla 3, la variable “Dificultades para conciliar”, muestra un efecto significativo y positivo (p < 0.05) sobre la variable dependiente. Por tanto, serán más proclives a experimentar un nivel alto de conflicto quienes no tienen acceso a facilidades para la conciliación. Este resultado implica el rechazo de la hipótesis 1 y la hipótesis 2, dado que ni el igualitarismo de género, ni las actitudes favorables hacia el Estado de bienestar mostraron una influencia estadísticamente significativa respecto al conflicto trabajo-familia.
Determinantes del conflicto familia a trabajo
Para la variable dependiente conflicto familia a trabajo, el modelo muestra una regresión logística binaria significativa, prueba de Ómnibus χ2 (10, N = 475) = 34.71, p = <. 01. Así mismo, el modelo muestra un buen ajuste a los datos por medio de la prueba Hosmer-Lemeshow χ2 (8, N = 475) = 3.5, p = 0.9. Los ajustes del modelo R2Cox y Snell = 0.07 y R2 Nagelkerke = 0.09, explican entre un 7 % y un 9 % de la varianza de clasificación. El modelo logra clasificar correctamente un 61.7 % de los casos.
En la tabla 4 se aprecia que las variables “Tiempo de cuidado” y “Dificultades para conciliar” mostraron un efecto significativo (p < 0.05) y positivo con el “Conflicto de familia a trabajo”. Esto implica que cuanto más tiempo una persona dedica al cuidado de los hijos y menos medidas para la conciliación ofrece su espacio de trabajo; más probable es que su esfera familiar conflictúe la laboral. Esto nos lleva a aceptar las hipótesis 3, c y d. Por el contrario, no influyen ser mujer, el número de hijos, las horas fuera de casa, el tamaño de la empresa donde se trabaja, cobrar el salario mínimo y trabajar de autónomo. Por tanto, se rechazan el resto de las hipótesis 3 (a, b, e, f, g y h).
Tabla 4 Determinantes del conflicto familia al trabajo
| Modelo 1 | |||||
| Predictor | B | EE | β | p | 95% IC para B |
| Constante | -2.35 | 1.24 | 0.1 | 0.06 | |
| Tiempo cuidado | 0.07 | 0.04 | 1.08 | 0.04 | [1, 1.15] |
| Actitudes hacia el Estado de bienestar | 0.15 | 0.09 | 1.16 | 0.1 | [0.97, 1.38] |
| Declaración de igualdad de género | -0.02 | 0.04 | 0.98 | 0.7 | [0.9, 1.07] |
| Dificultades para conciliar | 0.12 | 0.03 | 1.13 | 0.00 | [1.07, 1.18] |
| Trabaja más de 10 horas fuera de casa | -0.22 | 0.21 | 0.8 | 0.29 | [0.53, 1.21] |
| Trabaja en microempresa | -0.16 | 0.24 | 0.85 | 0.5 | [0.53, 1.37] |
| Recibe ingreso mínimo | -0.02 | 0.22 | 0.98 | 0.94 | [0.64, 1.5] |
| Entre 3 a 5 hijos | -0.06 | 0.2 | 0.94 | 0.77 | [0.63, 1.4] |
| Trabaja por cuenta propia | 0.11 | 0.26 | 1.11 | 0.68 | [0.67, 1.86] |
| Mujer | 0.02 | 0.21 | 1 | 0.91 | [0.68, 1.54] |
Nota. B = Coeficiente de regresión no estandarizado; β = coeficiente de regresión estandarizado; EE = error estándar; IC = intervalo de confianza.
Fuente: elaboración propia.
Discusión y conclusiones
El análisis realizado tuvo como objetivo conocer la incidencia de factores sociolaborales, así como las actitudes hacia la igualdad de género y el Estado de bienestar en el conflicto trabajo-familia en una muestra de padres y madres trabajadores con hijos dependientes en Santiago de Chile. Los resultados evidenciaron que algunas variables de género, relativas al cuidado, no tuvieron efecto en el conflicto que manifestaron los sujetos de investigación. Así, ser mujer, tener un mayor número de hijos (3 a 5) y el tiempo de cuidado, no están relacionados con la probabilidad de experimentar el conflicto trabajo-familia. No obstante, cuando se específica la dirección conflicto familia a trabajo, el tiempo destinado a labores de cuidado de los hijos dependiente aparece como un factor determinante. El resultado relativo a las mujeres es distinto al presentado en investigaciones internacionales, que indican un mayor nivel de conflicto en las mujeres, en comparación con los hombres (Davis, 2020; Keene & Quadagno, 2004; Peng et al., 2020). Aunque el sexo en el estudio presentado no parece influir, la relevancia del tiempo de cuidado indicaría un componente de género. Históricamente, las mujeres se han incorporado al ámbito de la esfera productiva con mayor rapidez que los hombres, lo que se puede evidenciar en Chile por las marcadas diferencias en los usos del tiempo -las mujeres destinan tres horas más que los hombres al conjunto de actividades no remuneradas como el trabajo doméstico, de cuidado, el destina- do a otros hogares, la comunidad y voluntario-. Las mujeres son las que mayoritariamente cuidan, por lo que el conflicto que genera el tiempo de cuidado les afecta principalmente a ellas. Por el contrario, las dificultades para conciliar que encuentran las personas en sus trabajos aparecen determinantes para el conflicto trabajo-familia y para el conflicto familia a trabajo. En este punto, las mujeres se preguntaban sobre la posibilidad de solicitar días de permiso sin sueldo y reducción de jornada laboral por motivos familiares y ausentarse del trabajo para resolver asuntos personales esporádicos. Por tanto, no son las condiciones individuales en torno al cuidado el factor que favorece el conflicto -tiempo de cuidado, número de hijos, ser mujer, horas fuera de casa-, ni tampoco las características laborales -tamaño de la empresa, salario, ser autónomo-. El foco está en las polí-ticas de conciliación de los espacios laborales. La evidencia indica que la disponibilidad de guarderías y, en cierta medida, el permiso de maternidad, reducen la sensación de conflicto de las mujeres y los hombres. Esta disponibilidad alivia el efecto adverso de los hijos en el equilibrio trabajo- familia para las madres, mientras que la flexibilidad laboral intensifica este efecto (Stier et al., 2012).
El otro aspecto relevante, aunque solo en el caso del conflicto familia a trabajo, es el tiempo de cuidado, lo que se ha mostrado que puede influir en las decisiones laborales. Algunos autores hablan sobre el “robo del tiempo de trabajo” como parte de los efectos de conflicto familia a trabajo en las parejas, que experimentan particularmente las mujeres que se encuentran al cuidado de personas dependientes (Peng et al., 2020). Ellas son las que tienden a responder a las necesidades del nucleo familiar, en virtud de las expectivas de los roles de género (Badawy & Schieman, 2020). La evidencia internacional mostró que el efecto del conflicto familia a trabajo se experimenta de manera diferenciada, según el nivel de desigualdades de género presentes en el país, en particular, es mayor en aquellos donde se presentan más brechas en el trabajo remunerado, en términos de horas de trabajo semanales, niveles de autoridad, control del horario laboral; en el trabajo reproductivo, se generan experiencias distintas (Davis, 2020).
Cuando se plantea en qué medida las responsabilidades familiares conflictúan al trabajo, se aprecia que lo que cobra mayor peso es el tiempo de cuidado. Este resultado se suma al de otros autores que muestran una relación negativa en el conflicto (Keene & Quadagno, 2004) con efecto nulo del ámbito familiar entre hombres y mujeres (Voydanoff, 1988). Ambos efectos apuntan a cómo podría estar experimentándose un desequilibro de tiempos, que tensiona la vivencia de las responsabilidades de cada esfera de la vida. Por esto, la gestión del uso del tiempo laboral y del tiempo destinado al cuidado, es un requisito fundamental para debilitar cualquier tipo de conflicto, por lo que las medidas de conciliación requieren abordar el tiempo laboral y el tiempo del cuidado, con una reprogramación de las jornadas y mediante la prestación de servicios de atención al cuidado. El uso del tiempo parcial, flexible o reducido disminuiría la presión sobre las personas trabajadoras, ya sea en términos de tensión entre responsabilidades o del uso del tiempo en sí.
Otros factores laborales como el tamaño de la empresa y cobrar el salario mínimo, no han mostrado ser relevantes para explicar que las personas sean más propensas a experimentar el conflicto. Este resultado contrasta con la escasa evidencia internacional que muestra una relación positiva y significativa entre conflicto y salario (Ford, 2011), por lo que sería de interés realizar más indagaciones que permitan explorar la relación entre las condiciones laborales y el conflicto familia-trabajo.
Con respecto de las actitudes favorables a la igualdad de género, en estudios comparados se observó que aquellos países más favorables informaron niveles más bajos de conflicto trabajo-familia (Hagqvist et al., 2016; Torres et al., 2012). Sin embargo, en nuestro estudio este factor no resultó significativo, contradiciendo la evidencia previa, lo que podría estar relacionado con la naturaleza de las mediciones de esta dimensión. Como propuesta, sería recomendable plantear otros posibles indicadores más sensibles a la realidad local, chilena o incluso latinoamericana, para responder mejor a cómo se manifiestan las actitudes hacia la igualdad de género en otro tipo de sociedades. Además, la formulación de los ítems pudiera estar condicionada por la deseabilidad social, es decir, están planteados de forma que es difícil responder no por la mayor sensibilidad social hacia los temas de género.
Por otro lado, no se evidenció que las actitudes frente al rol del Estado de bienestar en aspectos relacionados con el cuidado sean un factor determinante del conflicto, ni general, ni con dirección familia a trabajo. Puede relacionarse con el escaso desarrollo de este modelo de políticas estatales en Chile, a diferencia de la amplia trayectoria que tienen los países europeos (Flaquer et al., 2014); además de una menor incidencia de estas actitudes como orientadoras de la conductas frente al rol del Estado como garante de las necesidades sociales. Esto resulta consistente con lo que plantea Pfau-Efinger (citado en Flaquer et al., 2014), quien destaca la importancia de los valores culturales en las decisiones sobre el cuidado y las diferencias que presentan los países entre sí -incluso en aquellos con avances similares en materia de políticas estatales de bienestar-.
Finalmente se evidencia que, junto con la medición del conflicto y sus determinantes, es necesario incorporar una consideración a la dirección en que se manifiesta. Este trabajo ha mostrado que hay algunos factores que influyen de manera transversal, pero otros varían su incidencia según se considere el conflicto de familia a trabajo.
La gestión del uso del tiempo laboral y de cuidado de los hijos, y la relevancia de contar con facilidades por parte de las empresas, requieren una atención especial de parte de instancias como las políticas públicas y el mercado de trabajo. Una parte importante de las medidas se ha centrado en permisos, excedencias, flexibilidad para la gestión del tiempo laboral, con servicios de atención en la gestión del tiempo y tareas de cuidado. Sin embargo, han sido débiles para el avance de valores igualitarios de género en Chile y se requiere potenciar el empleo de las mujeres, y amortiguar el modelo de trabajo a tiempo parcial de las madres trabajadoras. Ambas medidas -gestión del tiempo y expansión de valores igualitarios- pueden ir en direcciones opuestas y, como vemos, afectar de manera distinta al conflicto trabajo-familia.
