Determinantes socioeconómicos de la satisfacción laboral en Cataluña Emma García y Juan Ramón García (FEDEA)*

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Introducción A pesar de su innegable importancia, el análisis empírico de los determinantes

del bienestar individual ha sido un tema prácticamente ignorado por la literatura económica hasta mediada la década de los noventa. Esta ausencia contrasta con la atención que han otorgado psicólogos y sociólogos al estudio de las causas e implicaciones de la felicidad, plasmada en multitud de publicaciones1 durante la segunda mitad del siglo XX. Los motivos que han suscitado recientemente el interés de los economistas sobre el tema han sido, principalmente, tres: (i) la disminución de las reticencias a utilizar variables de carácter subjetivo, tales como el grado de satisfacción o felicidad reportado por los individuos en distintos ámbitos de su vida personal; (ii) la creciente disponibilidad de bases de datos, con información microeconómica sobre grados de satisfacción y características personales y familiares de los encuestados, que ha facilitado la utilización de técnicas estadísticas y econométricas que permiten ir más allá de los meros estudios descriptivos realizados en otras ciencias sociales; y (iii) la necesidad de resolver varias paradojas que la teoría económica convencional no ha sido capaz de explicar, tales como la paradoja de la felicidad2 (Easterlin, 1973, 1974) o la correlación positiva entre empleo y bienestar, una vez descontado el efecto renta (Clark y Oswald, 1994). El análisis de la satisfacción en dominios particulares de la vida ha sido especialmente fructífero en el ámbito del empleo. El trabajo seminal de Hamermesh (1977) sugiere que el diferencial de satisfacción entre trabajadores viene explicado por la heterogeneidad de expectativas de rendimientos (de la inversión en capital humano, de la antigüedad, etc.) y de condiciones del empleo. Freeman (1978) *

Ayudantes de Investigación en la Fundación de Estudios de Economía Aplicada (FEDEA). C.Jorge Juan, 46. 28001. Madrid. Telf.: 914350401. Fax: 915779575. [email protected] y [email protected]. Artículo preparado para la revista Nota d’Economia, del Departament d’Economia i Finances, Generalitat de Catalunya. Agradecemos las sugerencias de Namkee Ahn y José María Labeaga. 1 Véanse Veenhoven (1997; 2005). 2 Easterlin (1973, 1974) fue el primer economista en analizar datos longitudinales sobre niveles de felicidad reportados por los individuos. Sus resultados indicaban que el bienestar individual subjetivo era el mismo entre países pobres y ricos y que el crecimiento económico, entendido como un aumento de la renta per capita real, no había incrementado el nivel de bienestar autodeclarado en Estados Unidos. Este hallazgo, confirmado en algunos estudios posteriores (Blanchflower y Oswald, 2004), se ha dado en llamar la paradoja de la felicidad.

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muestra que la satisfacción en el trabajo es uno de los principales determinantes de la movilidad. Clark y Oswald (1996) hallan que ser mujer, joven, no universitaria, trabajar a tiempo parcial y estar empleada en pequeñas o medianas empresas incrementa el grado de satisfacción en el trabajo en el Reino Unido. Clark (1997) intenta explicar por qué las mujeres reportan mayor satisfacción en el empleo que los hombres. Su conclusión, que las expectativas laborales de las mujeres son menores que las de los hombres, es confirmada en Ahn y García (2006) para el conjunto de la Unión Europea. Clark (1999) obtiene efectos positivos del salario y de sus incrementos sobre la satisfacción en el trabajo en el Reino Unido. Hamermesh (2001) muestra que el aumento de la satisfacción entre los trabajadores situados en el cuartil superior de la distribución salarial es mayor. Oswald (2002) y Ahn y García (2006) enfatizan el papel jugado por la estabilidad en el empleo y por la posición jerárquica ocupada en la empresa en la determinación de la satisfacción del trabajador. Además

de

los

determinantes

objetivos,

existen

otros

factores

tradicionalmente ignorados en la literatura empírica que afectan significativamente a la calidad de vida en el trabajo. Ahn (2005) encuentra que las características subjetivas (o intangibles) del empleo, tales como el nivel de estrés, el grado de independencia, la utilidad social del trabajo realizado y la calidad de las relaciones entre compañeros, son tan importantes a la hora de explicar el grado de satisfacción en el trabajo como las puramente objetivas3. Por lo que respecta a la investigación económica en España, apenas existen contribuciones que analicen la satisfacción con el empleo y sus causas. Gamero (2005) elabora un análisis detallado de los determinantes de la satisfacción laboral en España haciendo uso de la información proporcionada por la Encuesta de Calidad de Vida en el Trabajo (ECVT) correspondiente al año 1999. Sus resultados confirman la importancia de las variables que contienen información sobre valoraciones subjetivas de características del empleo y la existencia de una relación convexa de la satisfacción con la edad y negativa con el nivel educativo. Ahn y García (2006) utilizan el Panel de Hogares de la Unión Europea (PHOGUE) 1994-2001 para investigar los determinantes del grado de satisfacción con el empleo en diez países de la UE- entre ellos, España- mediante el análisis de los determinantes 3

Senik (2005) repasa la literatura empírica sobre los determinantes del bienestar individual, mientras que Gamero (2005) realiza una exhaustiva revisión de la literatura sobre satisfacción laboral.

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socioeconómicos del grado de satisfacción con algunas de sus características (ingresos, estabilidad, tipo de trabajo, jornada, turno laboral, condiciones laborales y ambientales y comunicación al trabajo). Encuentran una interrelación significativa entre los dominios de satisfacción y confirman un resultado apuntado anteriormente por Frey y Stutzer (2002): las características intrínsecas del empleo, tales como el tipo de trabajo, tienen un efecto mayor sobre la satisfacción que las características extrínsecas, tales como el salario o el número de horas trabajadas. Ripoll, Falguera y Urrutia (2006) emplean la ECVT 2000-2004 para realizar un análisis discriminante que identifique los factores determinantes de la satisfacción laboral entre los trabajadores satisfechos4 en España, en general, y en Cataluña, en particular. Sus resultados indican que las variables más discriminantes, tanto en Cataluña como en España, son el interés del trabajo realizado y el grado de satisfacción con el salario. Además, el modelo discriminante se mantiene estable a lo largo del periodo muestral, lo que significa que las variables subjetivas afectan de forma regular al grado de satisfacción. El objetivo de esta investigación consiste en estudiar qué factores socioeconómicos inciden sobre el grado de satisfacción laboral de los trabajadores asalariados5 en Cataluña en comparación con los del resto de España en su conjunto. Pensamos que pueden existir disparidades regionales en el grado de satisfacción laboral sustentadas tanto en factores inobservables (principalmente, aspectos culturales), como observables. Para Cataluña en particular, Ramos (2005) destaca el sentimiento de identidad nacional autodeclarado como un factor explicativo del bienestar individual, así como la importancia de la proximidad de la familia. Sin embargo, la vida social no parece constituir un determinante significativo del nivel de bienestar. Los datos utilizados en el trabajo proceden del PHOGUE 1994-2001 y de la ECVT 1999-2004. Con la primera encuesta analizamos la situación española en la UE y, mediante la muestra ampliada para el año 2000, la de Cataluña en España. La segunda nos permite comparar la importancia de los determinantes subjetivos (o no pecuniarios) de la satisfacción laboral (el grado de independencia, las posibilidades 4

Con un valor superior a 5 en una escala de 1 a 10. La causa principal para excluir a los trabajadores no asalariados de la muestra objeto de estudio es la existencia de numerosas preguntas que solamente son realizadas a los trabajadores por cuenta ajena y que constituyen determinantes potenciales de la satisfacción laboral, tales como el tipo de contrato, la prestación de servicios sociales a cargo de la empresa, la existencia y tipo de convenio, la calidad subjetiva del emparejamiento laboral, etc. 5

3

de conciliación de la vida laboral y familiar o el nivel de estrés, entre otros), frente a los objetivos (el salario, el tipo de contrato, la posición jerárquica, etc.) y contrastar las posibles diferencias en los determinantes de la satisfacción laboral entre Cataluña y el resto de España. Los resultados muestran que tanto en Cataluña como en el resto de España, las características objetivas del empleo y, principalmente, las variables personales y familiares, pierden importancia a la hora de explicar la satisfacción laboral cuando incorporamos las variables subjetivas. En el caso de Cataluña, los resultados sugieren que las obligaciones familiares no suponen un inconveniente para obtener un empleo en el que el trabajador se encuentre satisfecho, dado que el grado de satisfacción laboral aumenta con el número de miembros de la familia pero no disminuye por tener hijos a cargo. Además, la variable que mide el tiempo que el individuo tarda en llegar a su puesto de trabajo afecta mucho a la satisfacción en el empleo, lo que podría interpretarse, de nuevo, como un indicador de la importancia que los asalariados otorgan a la conciliación de la vida profesional y personal. Disfrutar de prestaciones sociales a cargo de la empresa y tener flexibilidad y una percepción positiva de las características del empleo incrementan la probabilidad de declarar un grado de satisfacción laboral elevado; por el contrario, una mala calidad del emparejamiento laboral la reduce. El sexo, la nacionalidad, el nivel educativo y el tipo de jornada no tienen efectos sobre la satisfacción, mientras que el salario relativo pierde su significatividad cuando incorporamos las características subjetivas del puesto de trabajo, excepto para los trabajadores situados en los quintiles superiores de la distribución salarial. El resto del trabajo se organiza del siguiente modo. En la sección 2 describimos brevemente los datos utilizados en la investigación. En la sección 3 examinamos el grado de satisfacción con el empleo de los asalariados españoles en el contexto internacional y su evolución durante la segunda mitad de la década de los 90. En la sección 4 comparamos la situación en Cataluña con la del resto de Comunidades Autónomas. En la sección 5 definimos el modelo que hemos utilizado para estimar los determinantes socioeconómicos de la satisfacción laboral de los trabajadores en Cataluña, analizamos los principales resultados de las estimaciones realizadas y los comparamos con los obtenidos para el resto de España. En la sección 6 exponemos las principales conclusiones del trabajo.

4

2

Datos Como hemos comentado en la introducción, la disponibilidad de datos

individuales sobre grados de satisfacción y características socioeconómicas de los trabajadores constituye una de las causas del creciente interés de los economistas por el análisis de los determinantes de la satisfacción laboral. En nuestro caso, los datos utilizados han sido el PHOGUE 1994–2001 y la ECVT 1999–2004. El PHOGUE es una operación estadística coordinada por EUROSTAT entre los años 1994 y 2001 y elaborada de forma armonizada en los países que formaban la UE156. Representa una valiosa fuente de información a nivel comunitario para el estudio de los determinantes de la satisfacción del individuo en relación con su situación actual en el trabajo o actividad principal. Para medir el grado de satisfacción en el PHOGUE se propone una pregunta con seis posibles respuestas, que van desde “muy insatisfecho” (codificada como 1) a “plenamente satisfecho” (codificada como 6). El tamaño (aproximado) de la muestra para todos los países de la UE es de 76500 hogares cada año, lo que supone un total de 155000 personas entrevistadas. Para España, el tamaño de la muestra de hogares es de unos 7000 por año, y de la de individuos de unos 17000, a excepción del año 2000, en el que se realizó una ampliación de la muestra que ofreciera información por Comunidades Autónomas7. Como resultado, la ola del año 2000 alcanza un tamaño muestral de 36148 individuos, de los cuales 11924 son asalariados que trabajan 15 o más horas a la semana; para Cataluña, los tamaños muestrales son 3718 y 1465 respectivamente. La ECVT la elabora la Subdirección General de Estadísticas Sociales y Laborales del Ministerio de Trabajo y Asuntos Sociales y tiene como objetivos estudiar la satisfacción laboral de los trabajadores en España y obtener información estadística continuada (entre 1999 y 2004) sobre su situación sociolaboral, su entorno familiar y de sus percepciones sobre sus condiciones y relaciones laborales. A diferencia del PHOGUE, la ECVT no es un panel sino una sección cruzada repetida. Su tamaño muestral anual es de 6000 individuos (680 en Cataluña), de los cuales aproximadamente el 77% son asalariados entre 16 y 64 años, tanto para España como para Cataluña. Un aspecto diferenciador de la ECVT es que contiene numerosas variables de naturaleza subjetiva e intangible, tales como la opinión sobre 6

Para más detalles sobre el PHOGUE, véase Peracchi (2002) y Nicoletti y Peracchi (2002). El PHOGUE no ofrece información por Comunidades Autónomas, sino por NUTS1, por lo que no es posible diferenciar- excepto para el año 2000- a Cataluña de la Comunidad Valenciana y Baleares. 7

5

los procesos de comunicación dentro la empresa, el interés y la utilidad del trabajo realizado, la flexibilidad, estabilidad y seguridad laborales, la utilidad social de la tarea realizada, las posibilidades de formación y promoción, la fatiga, el nivel de estrés, etc., y preguntas referentes a las razones de insatisfacción en los diferentes ámbitos. Para una correcta interpretación de los resultados debe tenerse en cuenta que las preguntas que permiten cuantificar el grado de satisfacción de un individuo en ambas encuestas: (i) están basadas en su propia percepción (son variables puramente subjetivas), (ii) no se formulan en términos comparativos ni se describe cada una de las categorías de respuesta (6 en el caso del PHOGUE, 10 en el de la ECVT), excepto la primera y la última, por lo que pueden existir multiplicidad de interpretaciones por parte de los entrevistados8. Por lo tanto, la magnitud de la heterogeneidad inobservada puede ser significativa. Ferrer-i-Carbonell y Frijters (2004) muestran la importancia de incorporar la heterogeneidad inobservada (invariante en el tiempo) en la especificación de la regresión de satisfacción. Sin embargo, nosotros no disponemos de información regional desagregada de carácter longitudinal, por lo que no podemos controlar el impacto potencial de los inobservables sobre los resultados de las estimaciones9.

3

Situación Española en el Contexto Internacional Antes de analizar los determinantes de la satisfacción laboral, es conveniente

contextualizar la situación de España y Cataluña en el ámbito europeo. El Gráfico 1 muestra la evolución de la satisfacción en el empleo en la UE entre 1994 y 2001, representada por el porcentaje de trabajadores asalariados que responden 5 ó 6 a la pregunta: “¿Cuál es su grado de satisfacción con relación a su situación actual en el trabajo o actividad principal?”. Como hemos comentado en la Sección 2, la encuesta ha sido realizada en quince países de la UE, aunque en el Gráfico 1 solamente figuran doce10. Los resultados sugieren varios hechos destacables. En primer lugar, 8

Para una descripción detallada de los problemas conceptuales y metodológicos derivados de la utilización de variables de naturaleza subjetiva, tales como el grado de satisfacción autodeclarado, véanse Bertrand y Mullainathan (2001), Ferrer-i-Carbonell y Frijters (2004) y Senik (2005), entre otros. 9 Al respecto, Clark y Oswald (2002) encuentran que los resultados obtenidos al modelizar la heterogeneidad inobservable como un efecto fijo en una ecuación de satisfacción son similares a los estimados a partir de datos de sección cruzada. 10 Suecia no incluye la pregunta sobre satisfacción laboral en su cuestionario, mientras que Alemania y Luxemburgo adaptan el PHOGUE a sus encuestas nacionales a hogares desde 1998, que tampoco realizan dicha pregunta. Además, Austria se incorpora en 1995 y Finlandia en 1996.

6

la proporción de asalariados que responden 5 ó 6 permanece estable durante la segunda mitad de los noventa para la práctica totalidad de los países considerados, tal y como habían apuntado con anterioridad Ahn y García (2006). Al respecto, Hamermesh (2001) muestra que la evolución del porcentaje de trabajadores situados en la cola superior de la distribución de la satisfacción exhibe un patrón similar en Alemania y EEUU en el largo plazo, aunque con mayores fluctuaciones en el corto plazo.

Encuentra

que

la

dispersión

del

grado

de

satisfacción

aumenta

(transitoriamente) en respuesta a perturbaciones que incrementan la dispersión de los rendimientos del trabajo. El segundo resultado destacable es que existe una distancia significativa y persistente a lo largo del tiempo entre la proporción de asalariados que se declaran satisfechos en los países Mediterráneos, principalmente, Portugal, Grecia e Italia, y los que lo hacen en los no Mediterráneos. Souza-Poza y Sousa-Poza (2000) concluyen que el grado de satisfacción laboral en los países del Norte de Europa es mayor porque la relación entre los rendimientos del trabajo en sentido amplio (salario, posición jerárquica, condiciones laborales, etc.) y los costes en los que se debe incurrir para obtener dichos rendimientos (de oportunidad, duración de la jornada laboral, etc.) es superior. Otras causas de la distancia entre países en términos de satisfacción son las diferencias en el entorno macroeconómico y en las instituciones del mercado laboral (por ejemplo, discrepancias en la estabilidad y seguridad laborales o en el grado de centralización de la negociación colectiva), así como la posible heterogeneidad en la comprensión y en el modo de responder a las preguntas sobre satisfacción11, atribuible a factores socioeconómicos y culturales diferenciados. Sin embargo, la identificación de las causas de estas diferencias queda fuera del ámbito de estudio de este trabajo. Para una explicación detallada, véanse Souza-Poza y Sousa-Poza (2000), Hamermesh (2001) y Clark (2005), entre otros. En cuanto a España, el Gráfico 1 nos permite observar que se encuentra en una posición intermedia, con un porcentaje de asalariados muy o plenamente satisfechos en su empleo próximo al 50%, inferior a la proporción media del periodo para los doce países analizados (53%). Su tendencia ha sido ligeramente 11

Este fenómeno se ha denominado sesgo de la escala de referencia. Véanse Kerkhofs y Lindeboom (1995) y Lindeboom y van Doorslaer (2004) para una explicación y contraste de dicha heterogeneidad de respuestas a la pegunta sobre estado de salud autodeclarado.

7

decreciente a lo largo del periodo analizado, pasando del 54% en 1994 al 52% en 2001.

4

Situación de Cataluña en España El estudio de la satisfacción laboral en Cataluña y su comparación con la

situación en el resto de España ha sido realizado utilizando la muestra ampliada del PHOGUE para el año 2000 y la ECVT para el periodo 1999-2004. El Gráfico 2 muestra la distribución de las respuestas a la pregunta sobre satisfacción en el empleo por Comunidades Autónomas y para el total nacional en el año 2000. Como se puede observar, la distribución de la satisfacción presenta asimetría positiva en todas las CCAA. Si bien este resultado es el que habitualmente se obtiene en los países desarrollados, debemos tener en cuenta que puede estar incorporando un sesgo de deseabilidad social: la evidencia12 indica que los encuestados tienden a reportar un nivel de satisfacción mayor al real en un esfuerzo por presentarse a sí mismos más favorablemente, lo que provoca que las respuestas a las preguntas sobre satisfacción se encuentren generalmente agrupadas en las categorías superiores. Un análisis pormenorizado revela ciertas diferencias entre CCAA. El porcentaje de asalariados que dicen estar plenamente satisfechos (categoría 6) supera el 14% en España. Por encima se encuentran Aragón, Cataluña, Extremadura, Baleares y las dos Castillas; destacan Aragón y Cataluña como las regiones donde la proporción de trabajadores plenamente satisfechos en su trabajo es mayor (24% y 23%, respectivamente). Las restantes CCAA presentan valores inferiores a la media nacional, obteniendo Murcia (8%) y País Vasco (6%) los menores porcentajes. Si añadimos a los asalariados que responden 5, Cataluña baja una posición, alcanzando el 56%, tras Cantabria (57%) y Aragón (60%). Haciendo uso de la información proporcionada por las repuestas a la pregunta incluida en la ECVT: “¿Podría situar en esta escala, donde el (1) es muy insatisfecho y el (10) es muy satisfecho, cómo se encuentra usted de satisfecho con su trabajo?”, en Gráfico 3 presenta la satisfacción laboral en Cataluña con relación a la del resto de CCAA para el período 1999-2004. Con el objetivo de que los resultados sean

12

Véase Konow y Earley (2003) para una breve discusión sobre el sesgo de deseabilidad social.

8

comparables con los obtenidos a partir del PHOGUE, agregamos las categorías de respuesta (8), (9) y (10) y distinguimos el año 2000 del resto. Si bien los porcentajes obtenidos para algunas CCAA difieren de los calculados partir de los datos del PHOGUE, especialmente para las de menor tamaño13, el Gráfico 3 confirma que Cataluña se encuentra entre las regiones en donde la proporción de asalariados que se declaran satisfechos son su situación laboral es mayor. En el año 2000, más del 55% de los asalariados declararon un grado de satisfacción con su empleo entre (8) y (10); solamente en La Rioja y Murcia el porcentaje de trabajadores satisfechos es mayor.

5

Determinantes de la satisfacción laboral en Cataluña.

5.1

Un modelo de umbral generalizado Sea si la respuesta del individuo i a la pregunta sobre satisfacción laboral.

Suponemos que si ha sido generada según una variable latente, si*, que refleja el nivel de satisfacción verdadero del i-ésimo individuo. Asumimos que la satisfacción laboral es ordinalmente comparable entre individuos14- i. e., los trabajadores tienen una opinión común de lo que el término satisfacción significa- pero que la relación entre si* y si no es constante dentro de una población, i. e., las categorías de respuesta pueden tener un significado diferente entre subgrupos de trabajadores. El nivel de satisfacción latente del trabajador i puede ser expresado como

si* = X i' β + ε i ; i = 1, 2, ..., N,

(1)

donde X es el conjunto de variables explicativas y ε , un término de error. La correspondencia entre la variable latente, s*, y la observada, s, viene dada por el siguiente regla de observabilidad, si = s ⇔ κ s ≤ si* < κ s +1; s = 1, 2, ..., S,

(2)

13

Las diferencias entre las poblaciones objeto de estudio, los procedimientote muestreo, los enunciados de las preguntas que definen la satisfacción laboral y, sobre todo, el distinto número de categorías de respuesta constituyen las causas principales de las disparidades observadas entre los resultados obtenidos a partir del PHOGUE y la ECVT. Véanse Schwartz (1995) y Bertrand y Mullainathan (2001) para una explicación de por qué un cambio en el cuestionario puede ser la causa de dichas diferencias. 14 Véanse Van Praag (1991), Ng (1997), Ferrer-i-Cabonell y Frijters (2004) y García (2006), entre otros, para una discusión de la controversia cardinalidad versus ordinalidad y de las consecuencias metodológicas asociadas a una u otra hipótesis.

9

donde S es el número de categorías de respuesta a la pregunta sobre satisfacción laboral15, y κ s , los parámetros de umbral, tales que −∞ = κ1 < κ 2 < ... < κ S +1 = +∞ . Suponemos que κ s son una función lineal de X,

κ s = κs + X i' λs

(3)

Una vez especificada la función de distribución del término de error, que supondremos logística, la probabilidad de que el trabajador i responda el grado de satisfacción s viene dada por: P (si = s | X i' β ) = P (κ s ≤ si* < κ s +1 ) = F (κs +1 + X i' λs − X i' β ) − F (κs + X i' λs − X i' β )

(4)

= F (κs +1 − X i' β s ) − F (κs − X i' β s ),

donde βs = β − λs . El modelo contiene S-1 vectores de parámetros ( βs ) - uno para cada ecuación- y S-1 constantes (κ s ) , que pueden ser estimados conjuntamente por máxima verosimilitud16. Como la magnitud de los coeficientes estimados no es directamente interpretable, obtenemos los efectos marginales probabilísticos medios (EMPM). Si definimos el efecto marginal probabilístico de la j-ésima variable x para la categoría de respuesta s como: EMP( j ),s ( X i ) =

∂P (si = s | X i' β ) ∂x( j )

(

)

(

,

)

(5)

= β( j ),s f κs − X i' β s − β( j ),s +1f κs +1 − X i' β s +1 ∀i

el efecto marginal medio se puede obtener tomando esperanzas, EMPM( j ),s = Ε X ⎡⎣EMP( j ),s ( X i )⎤⎦

(6)

Un estimador consistente de (6) es:

15

Si bien la variable de satisfacción laboral en la ECVT toma 10 posibles valores, la variable dependiente que definimos en este trabajo restringe a 7 las categorías de respuesta, Vble. original (ECVT) Vble. modificada

1

2 1

3

4 2

5 3

6 4

7 5

8 6

9

10 7

La escasez de observaciones en las categorías extremas, especialmente para Cataluña, junto a los requerimientos computacionales del modelo son las razones por las que reducimos el número de categorías. Las estimaciones realizadas para el resto de España utilizando la variable original y la modificada no muestran diferencias cualitativamente significativas. 16 Los modelos de respuesta ordenada tradicionales (logit o probit) están anidados en el modelo de umbral generalizado bajo la restricción β1 = β 2 = ... = βS −1

10

n ( j ),s = 1 EMP EMPM ∑ n ( j ),s ( X i ) n i

(7)

Para comparar la importancia de los determinantes subjetivos de la satisfacción laboral con la de los objetivos y la de las variables personales y familiares, estimamos tres ecuaciones para Cataluña y el resto de España utilizando los datos de la ECVT. En la primera incluimos solamente variables de carácter personal (sexo, edad, nacionalidad, etc.) y familiar (número de hijos dependientes, número de miembros de la familia en logaritmos, etc.); en la segunda añadimos características objetivas del puesto de trabajo (tipo de contrato, de jornada, situación en la distribución salarial, ocupación, etc.); en la tercera agregamos variables de carácter subjetivo que reflejan aspectos no pecuniarios del empleo (utilidad del trabajo, independencia para la toma de decisiones, esfuerzo, estrés, etc.). Además, en las tres ecuaciones incluimos variables dicotómicas temporales para recoger el posible efecto del ciclo económico. Las variables subjetivas, en particular, la valoración personal acerca del interés (v110), la relevancia (v112), la utilidad (v113) y la estabilidad (v114) del trabajo realizado, el entorno físico del puesto (v115), la libertad e independencia para la toma de decisiones individuales (v111), la participación en las decisiones colectivas (v116), la comunicación (v131 y v132), el ambiente (v141) y las relaciones personales (v142 y v143) en la empresa están altamente correlacionadas; por este motivo y para evitar problemas de multicolinealidad reducimos a dos variables la información de las doce características subjetivas mencionadas anteriormente utilizando el análisis de componentes principales. Las dos primeras componentes principales explican un 51% de la varianza total de las variables a las que representan.

5.2

Resultados

El diferencial catalán

En primer lugar, estimamos los tres modelos de umbral generalizado para el total español incluyendo identificadores de Comunidad Autónoma. El Gráfico 4 muestra el efecto marginal medio estimado de la variable dicotómica para Cataluña y su intervalo de confianza. Los resultados obtenidos indican que: (i) el efecto de residir en Cataluña (frente a hacerlo en otras regiones) no es monótono a lo largo de la distribución de la satisfacción laboral y (ii) las variables objetivas que caracterizan 11

el empleo (modelo 2) y, sobre todo, las variables subjetivas (modelo 3) afectan de forma significativa al grado de satisfacción laboral, especialmente en los extremos de la distribución. De acuerdo con el Gráfico 4, trabajar en Cataluña no tiene efecto sobre la probabilidad de encontrarse en la cola inferior de la distribución de satisfacción (categorías de respuesta 1 y 2) cuando tenemos en cuenta las características subjetivas del empleo. El efecto sobre las categorías intermedias es primero negativo (respuesta 3) y luego, positivo y creciente (respuestas 4 y 5): la probabilidad de responder un grado de satisfacción laboral igual a 5 aumenta un 1,7% si el asalariado trabaja en Cataluña. En la cola derecha de la distribución, trabajar en Cataluña tiene un efecto negativo: la probabilidad de responder 7 se reduce un 1,2%. Trataremos, a continuación, de identificar las causas de este diferencial realizando un análisis específico para Cataluña de los determinantes de la satisfacción laboral.

Efectos marginales estimados para Cataluña

Salvo excepciones, los resultados obtenidos indican que las variables personales y familiares pierden importancia a la hora de explicar la satisfacción laboral cuando incluimos las características objetivas y subjetivas del empleo. A su vez, se reduce la magnitud de los coeficientes estimados de las variables objetivas del empleo cuando incorporamos variables subjetivas. Además, la comparación de los logaritmos de la función de verosimilitud en el óptimo de las tres especificaciones y los criterios de información de Akaike y bayesiana de Schwarz ofrecen un resultado unánime a favor del modelo 3. Basándonos en las medidas de bondad del ajuste anteriores, únicamente presentaremos en la Tabla 1 los efectos marginales medios estimados mediante el modelo 3 para Cataluña y el resto de España17. Excepto para la categoría de respuesta 4, ser mujer no tiene un efecto significativo sobre la probabilidad de estar satisfecho en el trabajo en Cataluña. Este resultado contrasta con el obtenido para el resto de España, en donde la variable sexo reduce ligeramente la probabilidad de responder 1 e incrementa la probabilidad de responder 7. Por tanto, la evidencia empírica reflejada en trabajos anteriores (Clark y Oswald, 1996, y Clark, 1997, entre otros) acerca de la existencia de un 17

Los resultados de la estimación de los modelos 1 y 2 se encuentran a disposición de las personas interesadas.

12

efecto diferencial por sexo sobre la satisfacción laboral no se sostiene en el caso de Cataluña. El efecto de la edad muestra un perfil cóncavo en forma de U solamente en la cola derecha de la distribución de satisfacción laboral en Cataluña18, mientras que en el resto de España encontramos, también, un perfil cóncavo en forma de U invertida en la cola izquierda. Como resultado, el efecto marginal total ( βˆedad + 2βˆedad 2 edad ) es significativo para Cataluña cuando consideramos únicamente características personales y familiares (modelo 1); en el resto de España, es positivo en las categorías inferiores y negativo en las superiores. En ambos territorios, tener nacionalidad española reduce la probabilidad de estar poco satisfecho en el trabajo e incrementa la probabilidad de estarlo mucho (categoría 7 para Cataluña y 6 para el resto de España), pero solamente cuando tenemos en cuenta las características personales del asalariado. El efecto de la nacionalidad en la cola superior de la distribución de satisfacción se diluye, sobre todo en Cataluña, cuando añadimos las variables que caracterizan el puesto de trabajo, lo que puede reflejar el hecho de que los inmigrantes en España se encuentran ocupados en empleos precarios e inestables19. El tamaño de la unidad familiar tiene un efecto marginal opuesto en Cataluña: negativo sobre la probabilidad de responder 1 y positivo sobre la de responder 7. Por el contrario, la existencia de hijos a cargo no tiene efecto sobre la satisfacción laboral. Por tanto, no es el hecho de tener hijos menores lo que incide sobre la satisfacción, sino el número de los mismos, tal y como habían reflejado Lydon y Chevalier (2002). Estos resultados, unidos al hecho de que no tener pareja disminuye la probabilidad de declarar el grado de satisfacción laboral máximo (Clark, 1996), sugieren que en Cataluña las obligaciones familiares no suponen un inconveniente para obtener un empleo en el que el trabajador se encuentre satisfecho. No podemos extraer esta conclusión para el resto de España, en donde el tamaño familiar y el estado civil no afectan a la probabilidad de estar satisfecho en el trabajo, pero sí tener hijos a cargo, que reduce un 2,8% la probabilidad de responder 7.

18

Cumplir años reduce la satisfacción laboral cada vez menos y sólo para los muy satisfechos en su trabajo. 19 Carrasco, Jimeno y Ortega (2004) y Fernández (2006) muestran evidencia al respecto.

13

La intuición nos dicta que los asalariados con un mayor nivel educativo estarán más satisfechos en su empleo dado que alcanzarán un mejor emparejamiento laboral y obtendrán mayores rendimientos, tanto pecuniarios como no pecuniarios, por sus características. Sin embargo, la Tabla 1 y el Gráfico 5 muestran el resultado contrario, tanto para Cataluña como para el resto de España. Aunque existen efectos significativos de tener una titulación inferior sobre la probabilidad de estar, o no, satisfecho en el empleo, las conclusiones más llamativas son las obtenidas para diplomados y licenciados. Cuando la satisfacción laboral depende únicamente de variables personales y familiares, obtenemos el resultado que la intuición sugiere: la probabilidad de estar muy satisfecho en el empleo se incrementa para los diplomados y licenciados y se reduce la de estar poco satisfecho (categoría 3). Esta evidencia es todavía más acusada en el resto de España. Sin embargo, cuando controlamos por las características del puesto de trabajo, los resultados cambian. En Cataluña, las variables binarias de diplomado y licenciado pierden significatividad en la cola derecha de la distribución de satisfacción, mientras que en el resto de España los efectos marginales de la educación invierten su signo en ambos extremos de la distribución. Este resultado indica que los titulados universitarios más satisfechos tienen puestos de trabajo con mejores características. Por tanto, cuando las tenemos en cuenta, el efecto marginal del nivel educativo se reduce absorbido por las características del empleo. Lo contrario sucede entre los licenciados y diplomados poco satisfechos. ¿Por qué la variable nivel educativo no ofrece los resultados esperados? En primer lugar, el nivel educativo puede afectar de modo indirecto a la satisfacción laboral, i. e., el hecho de tener una titulación determinada no influye por sí mismo en la satisfacción en el empleo, sino a través de su efecto sobre los rendimientos y calidad del puesto de trabajo ocupado. En segundo lugar, es probable que los individuos más educados tengan mayores expectativas laborales. Como la probabilidad de que las expectativas no se cumplan es mayor, también lo es la probabilidad de que los titulados superiores se sientan frustrados y reporten un menor grado de satisfacción. Esta es la explicación propuesta por Clark y Oswald (1996) y Albert y Davia (2005), entre otros. Además, los resultados obtenidos para la variable subjetiva que aproxima la calidad del emparejamiento laboral refuerzan la hipótesis

de

incumplimiento

de

expectativas.

En

Cataluña,

declararse

sobrecualificado para el puesto de trabajo desempeñado aumenta en un 4,5% la 14

probabilidad de responder 1 y reduce en un 6,9% la probabilidad de responder 6 y en un 8,3% la de responder 720. Un resultado similar se puede encontrar en Allen y van der Velden (2002), Gamero (2005) y Cabral (2005). Por lo que respecta a las características objetivas del empleo, destaca el efecto de la posición jerárquica ocupada en la empresa sobre la satisfacción laboral. Tal y como han mostrado Ahn y García (2006), ser supervisor afecta positivamente a la satisfacción en el empleo. En nuestro caso, realizar actividades de supervisión (pero no de dirección) disminuye la probabilidad de responder un grado de satisfacción menor o igual a 4, especialmente cuando no tenemos en cuenta las características subjetivas en la estimación. El efecto de la posición jerárquica tiene el mismo sentido, aunque más acusado, en el resto de España. Al igual que sucedía con el nivel educativo, la intuición y la teoría económica tradicional nos dice que los asalariados mejor remunerados se declararán más satisfechos en su empleo, dado que una renta más alta les permite disfrutar de mayores niveles de consumo. Sin embargo, la literatura no ha obtenido resultados concluyentes al respecto. Por ejemplo, Clark (1999), Grund y Sliwka (2000), Hamermesh (2001) y Cabral (2005) encuentran un efecto positivo del salario sobre la satisfacción laboral, mientras que Clark (1996) no obtiene efectos significativos y Clark y Oswald (1996) sugieren que puede ser negativo dependiendo de la muestra objeto de estudio. La disparidad de resultados depende de la forma en la que la variable que identifica el salario es introducida en la regresión (en términos absolutos o relativos, bien con respecto a la remuneración percibida por el propio individuo en otro momento del tiempo, bien con respecto a la de un grupo de referencia o a un nivel esperado) lo cual, a su vez, depende de la hipótesis que se pretende contrastar: salario absoluto frente a salario relativo, o bien formación de hábitos21. Dadas las limitaciones impuestas por la forma en la que la ECVT recoge el salario (en intervalos), hemos optado en este trabajo por una medida de remuneración relativa, construyendo cinco variables binarias que indican el quintil de la distribución del salario por hora en el que el trabajador se encuentra situado. Como la magnitud de la

20

Las cifras para el resto de España son ligeramente inferiores: 2,2%, 5,9% y 8,3%, respectivamente. Ante un incremento salarial, la satisfacción laboral del trabajador aumenta. Sin embargo, sus preferencias se adaptan con cierta rapidez a su nuevo salario, de tal forma que el efecto positivo sobre la satisfacción se diluye con el paso del tiempo. 21

15

falta de respuesta22 es elevada, y ante la posibilidad de que no sea puramente aleatoria, se incorpora un variable adicional que recoja sus efectos. El Gráfico 6 muestra la magnitud de los efectos marginales medios estimados del salario por hora relativo en ambos territorios para los modelos 2 y 3. Cuando no tenemos en cuenta las variables subjetivas, encontrarse en Cataluña en los quintiles superiores de la distribución salarial disminuye la probabilidad de responder un grado de satisfacción igual a 2 y aumenta significativamente la de responder 6. Por el contrario, percibir un salario relativo reducido no tiene efectos sobre los niveles de satisfacción bajos, aunque sí reduce la probabilidad de responder 6. Sin embargo, incorporar las características subjetivas del puesto de trabajo provoca que todos los indicadores de salario relativo pierdan su significatividad, excepto para la categoría 6, en la que se mantienen los resultados anteriores23. Para el resto de España, la relación entre la remuneración del trabajador y su satisfacción laboral es más significativa. Encontrarse en la cola inferior de la distribución salarial tiene un efecto positivo sobre la probabilidad de responder un grado de satisfacción inferior a 4 y un efecto negativo y creciente sobre la probabilidad de responder 6 y 7. Para los trabajadores situados en el quintil superior de la distribución salarial, obtenemos el resultado opuesto: la probabilidad de contestar 3 se reduce y aumenta la de contestar 6 y 7. Los efectos son cualitativamente los mismos en los modelos 2 y 3, aunque cuantitativamente inferiores en el segundo. La forma de determinar el salario y el tipo de remuneración no afectan a la satisfacción laboral en Cataluña, excepto para los trabajadores muy satisfechos, para quienes percibir un salario variable reduce su satisfacción en un 4,8%. Para los asalariados del resto de España tampoco se observan efectos significativos, especialmente en la cola inferior de la distribución de satisfacción. Que la empresa en la que el individuo trabaja otorgue algún tipo de prestación social, sea mediante ayudas monetarias, en especie o de otra clase, aumenta la probabilidad de que el asalariado declare un nivel de satisfacción elevado. Además, el valor del efecto marginal (4%) y su significatividad se mantiene en la especificación sin variables subjetivas. Lo mismo sucede en la estimación para el resto de España, aunque el efecto marginal es algo menor que en el caso anterior (2,2%). 22

Un 12% en Cataluña y un 17% en el resto de España para la muestra objeto de estudio. Con un modelo similar, Boes y Winkelmann (2004) encuentran que la probabilidad de responder un grado de satisfacción general elevado es una función creciente de la renta. 23

16

El efecto de tener un contrato temporal en Cataluña sobre la probabilidad de no estar satisfecho es ambiguo (negativo para la categoría 1 y positivo para la 2). Para las categorías de respuesta superiores, el efecto es negativo si sólo tenemos en cuenta las variables objetivas del empleo, pero se vuelve no significativo cuando incorporamos las subjetivas. Tampoco la literatura precedente ofrece resultados concluyentes al respecto24. Por una parte, un contrato temporal está habitualmente asociado con menos estabilidad y menores rendimientos (salariales y no salariales); como consecuencia, es probable que los trabajadores temporales se declaren menos satisfechos con su empelo que los permanentes. Este resultado es el que encuentran Clark y Oswald (1996) y Petrongolo (2004), entre otros. Por otro, es posible que un temporal esté más satisfecho que un indefinido si dicha forma de contratación le ha permitido salir del desempleo con mayor rapidez, o bien, si la considera como un primer escalón que le facilita alcanzar un empleo permanente. Allen y van der Velden (2002) obtienen que el tipo de contrato no afecta a la satisfacción laboral, mientras que Beckmann, Binz y Schauenberg (2005) encuentran un efecto positivo de tener un contrato temporal cuando controlan por la posible endogeneidad del tipo de contrato. Para el resto de España, la contratación temporal muestra el mismo efecto ambiguo que para Cataluña, aunque en este caso para las categorías de respuesta representativas de un grado de satisfacción mayor. Trabajar a jornada parcial en Cataluña no tiene efecto sobre la satisfacción laboral, ni siquiera cuando excluimos de la estimación las características subjetivas del empleo, excepto para la categoría 6, en donde tener una jornada parcial reduce la probabilidad un 9,1%. En el resto de España, los efectos son positivos para los que declaran un grado de satisfacción inferior a 4 y negativos (categoría 6) o no significativos (categoría 7) para los muy satisfechos. Tener una jornada laboral atípica, i. e., trabajar de noche o los fines de semana, parece no afectar a la satisfacción laboral en Cataluña, mientras que en el resto de España se observa un efecto positivo de trabajar el sábado y/o el domingo sobre la probabilidad de responder 3 y 5 y un efecto negativo de tener una jornada nocturna sobre la probabilidad de responder 6. Los resultados para Cataluña contrastan con los obtenidos por Gamero (2005), que encuentra un efecto negativo de trabajar por la noche sobre la satisfacción en el trabajo. 24

Véase Beckmann, Binz y Schauenberg (2005) para una revisión de la literatura.

17

El tiempo que el individuo tarda en llegar a su puesto de trabajo es una variable de gran importancia en Cataluña. De hecho, tardar más de una hora incrementa en un 15,2% la probabilidad de responder 1 y reduce en un 14,4% la probabilidad de responder 6. En el resto de España, la distancia al trabajo apenas tiene efectos- o bien, son muy débiles- sobre la satisfacción laboral, sobre todo cuando consideramos las variables sujetivas en el análisis. Con una metodología distinta y centrándose en el bienestar general más que en la satisfacción laboral, Ramos (2005) obtiene un resultado similar25 a partir de los datos del Panel de Desigualtats a Catalunya de 2001. La introducción en el modelo de variables de carácter subjetivo que reflejan aspectos no pecuniarios del puesto de trabajo resulta de gran importancia, no sólo por su efecto directo sobre la satisfacción laboral, sino también por el impacto que tiene sobre los coeficientes estimados de las restantes variables. La importancia de las características subjetivas del empleo ya había sido apuntada con anterioridad por Clark (1996), Blanchflower y Oswald (1999), Frey y Stutzer (2002) y Ahn (2005), entre otros. Tanto en Cataluña como en el resto de España, la magnitud y significatividad de los efectos marginales asociados a las componentes principales, y en particular a la primera de ellas, son elevadas. En ambos territorios, los individuos que consideran su trabajo interesante, útil a la sociedad, estable, que desarrollan sus tareas en un ambiente de trabajo estimulante en donde las relaciones con el resto de los trabajadores son cordiales, se encuentran más satisfechos con su empleo. Otras características subjetivas analizadas son el nivel de esfuerzo físico requerido, la peligrosidad y el estrés asociados al trabajo. Las dos primeras parecen no afectar de forma significativa a la satisfacción laboral en Cataluña, aunque sí a la de los trabajadores del resto de España. Por el contrario, el nivel de estrés sí tiene un gran poder explicativo del grado de satisfacción en el empleo. Tener un trabajo estresante incrementa en un 6,0% la probabilidad de declararse insatisfecho en Cataluña (un 3,1% en España, respectivamente), y reduce entre un 3,3% y un 6,6% la probabilidad de declararse muy satisfecho (categorías 6 y 7), tanto en Cataluña como en el resto de España.

25

Ramos (2005) identifica este hecho como característico de los estados de bienestar del sur de Europa.

18

Por último y a diferencia del resto de España, las variables indicadoras de flexibilidad laboral, tales como la posibilidad de realizar el trabajo (en ocasiones) desde casa, la capacidad para interrumpir la jornada con descansos voluntarios y la posibilidad de poder fijar libremente la hora de entrada o salida, afectan positivamente a la probabilidad de estar muy satisfecho en Cataluña, pero no tienen impacto alguno sobre la cola inferior de la distribución de satisfacción. Este resultado sugiere que los asalariados catalanes valoran más que los españoles que el empleo facilite la conciliación de la vida familiar y laboral.

6

Conclusiones

Este trabajo estudia los determinantes personales, familiares y laborales de la satisfacción en el empleo en España, en general, y en Cataluña, en particular. Haciendo uso de la información proporcionada por el Panel de Hogares de la UE 1994-2001 realizamos un análisis descriptivo del grado de satisfacción laboral en España frente al de los restantes países de la UE-15. Los resultados evidencian que la proporción de asalariados muy o plenamente satisfechos permanece estable durante la primera mitad de la década de los noventa para todos los países considerados y que existe una diferencia persistente entre los del Norte y los del Sur de Europa. España se encuentra en una posición intermedia, con una proporción de asalariados satisfechos próxima al 50%, ligeramente inferior a la media de la UE. Mediante la muestra ampliada del PHOGUE para el año 2000 y los datos de la Encuesta de Calidad de Vida en el Trabajo 1999-2004, describimos la situación de Cataluña en comparación con la del resto de CCAA. Si bien se observan diferencias entre regiones, éstas son sensiblemente menores que las obtenidas entre países. En particular, detectamos que los trabajadores catalanes se encuentran entre los más satisfechos en su empleo en España. Con el objetivo de detectar qué características socioeconómicas influyen sobre el grado de satisfacción de los asalariados catalanes y cuáles explican las diferencias observadas entre Cataluña y el resto de España, estimamos un modelo de umbral generalizado incluyendo variables personales y familiares, y características objetivas y subjetivas del puesto de trabajo. En términos generales, los resultados indican que las variables objetivas que caracterizan el empleo y, principalmente, las personales y familiares, pierden importancia a la hora de explicar la satisfacción laboral cuando incorporamos las características subjetivas. 19

En particular, para Cataluña obtenemos que la probabilidad de estar satisfecho en el trabajo aumenta si el individuo tiene pareja- y está ocupada- y con el número de miembros de la familia, pero no se encuentra afectada por la existencia de hijos a cargo. Este resultado sugiere que las obligaciones familiares no suponen un inconveniente para obtener empleo en el que el trabajador se encuentre satisfecho. Además, la variable que mide el tiempo que el individuo tarda en llegar a su puesto de trabajo afecta mucho a la satisfacción en el empleo, lo que podría interpretarse, de nuevo, como un indicador de la importancia que los asalariados otorgan a la conciliación de la vida profesional. No podemos extraer esta conclusión para el resto de España, en donde el tamaño familiar y el estado civil no afectan a la probabilidad de estar satisfecho en el trabajo, pero sí tener hijos a cargo. Además, percibir servicios sociales prestados por la empresa, considerar el trabajo interesante, útil a la sociedad y estable, disfrutar de un horario flexible y de un ambiente de trabajo estimulante, en donde las relaciones con los compañeros son buenas, y poder trabajar desde casa incrementan la probabilidad de declarar un grado de satisfacción laboral elevado. Sin embargo, sentirse sobrecualificado, no tener un puesto de responsabilidad, y trabajar lejos del domicilio o en condiciones de estrés reducen la satisfacción laboral en Cataluña. Cuando incorporamos las características subjetivas del puesto de trabajo, destaca la pérdida de significatividad del coeficiente del salario relativo, excepto para los trabajadores situados en los quintiles superiores de la distribución salarial. En el resto de España, ser mujer, joven, no tener la nacionalidad española, realizar tareas de dirección, recibir prestaciones sociales por parte de la empresa, percibir un salario por hora relativo, y tener una percepción positiva de las características del empleo aumentan la probabilidad de estar satisfecho en el empleo. Por el contrario, cumplir años, tener hijos a cargo, vivir lejos del domicilio, recibir una remuneración por hora baja, realizar tareas de supervisión, tener una percepción negativa de las características del empleo y del emparejamiento laboral y trabajar en condiciones de estrés disminuyen la probabilidad de encontrarse satisfecho en el empleo. La relación entre la remuneración del trabajador y su satisfacción laboral es más significativa para el resto de España. Encontrarse en la cola inferior de la distribución salarial tiene un efecto positivo sobre la probabilidad de responder un grado de satisfacción inferior a 4 (en una escala de 1 a 7) y un efecto negativo y creciente sobre la probabilidad de responder 6 y 7. Para los trabajadores 20

situados en el quintil superior de la distribución salarial, obtenemos el resultado opuesto. Finalmente, nuestro trabajo pretende ser una prueba adicional de la relevancia de las variables que identifican características subjetivas del empleo para explicar los determinantes del bienestar individual. Sin duda, su mayor presencia en las encuestas y su mejor difusión pueden contribuir a perfilar de un modo más preciso las conclusiones sobre los factores explicativos de la satisfacción.

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24

Anexo. Tablas y Gráficos

Gráfico 1. Evolución de la satisfacción laboral en Europa, 1994-2001. % Asalariados que responden (5) o (6) 80

Austria Dinamarca

70

Holanda Irlanda

60

UK Finlandia

50

Bélgica Francia

40

España Italia

30

Grecia Portugal

20 1994

1995

1996

1997

1998

1999

2000

2001

Fuente: Elaboración propia a partir del PHOGUE 1994-2001.

25

Gráfico 2. Satisfacción laboral en España. Año 2000 Aragón

Asturias

Baleares

Canarias

Cantabria

Castilla-La Mancha

Castilla León

Catalunya

Com.Valenciana

Extremadura

Galicia

Madrid

Murcia

Navarra

0 10 20 30 40

%

0 10 20 30 40

0 10 20 30 40

Andalucía

1

La Rioja

3

4

5

6

1

2

3

4

5

6

Total

0 10 20 30 40

País Vasco

2

1

2

3

4

5

6

1

2

3

4

5

6

1

2

3

4

5

6

Categorías de Respuesta: (1) Muy insatisfecho, (2), ..., (6) Plenamente satisfecho Fuente: PHOGUE. Muestra Ampliada, 2000

26

Gráfico 3. Satisfacción laboral en España. Total 1999-2004 vs. Año 2000 70

(%) asalariados que responden 8, 9 ó 10. Total 1999-2004

65

60

55

Asturias Castilla-La Baleares Aragón Mancha

Canarias

50

Murcia

Cataluña

Cantabria

La Rioja

Extremadura Navarra Madrid Com. Valenciana 45 Galicia Andalucía Castilla y León País Vasco 40

35 35

40

45

50

55

60

65

70

(%) asalariados que responden 8, 9 ó 10. Año 2000

Fuente. Elaboración propia a partir de los datos de la ECVT, 1999-2004. Gráfico 4. Efectos marginales medios de la variable dicotómica de Cataluña para cada categoría de respuesta. Tres especificaciones (Mod.1, Mod.2 y Mod.3). 0.06 0.04 0.02 0.00 -0.02 -0.04 sat = 1

sat = 2

sat = 3

sat = 4

sat = 5

sat = 6

sat = 7

-0.06 □ Efecto Marginal (Mod. 1)

× Efecto Marginal (Mod. 2)

∆ Efecto Marginal (Mod .3 ) ········ [95% IC]

27

Gráfico 5. Efectos marginales medios estimados de la variable de educación (Diplomados y Licenciados) para cada categoría de respuesta. Dos especificaciones (Mod.1 y Mod.3). Cataluña 0.16 0.11 0.06 0.01 -0.04 -0.09

sat = 1

sat = 2

sat = 3

sat = 4

sat = 5

sat = 6

sat = 7

-0.14

□ Diplomados (Mod. 1) ∆ Licenciados (Mod.1)

■ Diplomados (Mod. 3) ▲ Licenciados (Mod.3) ······ [95% IC]

Resto de España 0.13

0.08

0.03

-0.02

-0.07

sat = 1

sat = 2

sat = 3

sat = 4

sat = 5

sat = 6

sat = 7

-0.12

□ Diplomados (Mod. 1) ∆ Licenciados (Mod.1)

■ Diplomados (Mod. 3)

▲ Licenciados (Mod.3) ······ [95% IC]

28

Gráfico 6. Efectos marginales medios estimados del salario relativo en quintiles para cada categoría de respuesta. Dos especificaciones (Mod. 2 y Mod. 3). Cataluña 0.20 0.14 0.08 0.02 -0.04 -0.10 -0.16 -0.22

sat = 1

sat = 2

sat = 3

sat = 4

sat = 5

sat = 6

sat = 7

□ Quintil 1 (Mod. 2) ■ Quintil 1(Mod. 3) ∆ Quintil 5 (Mod.2)▲Quintil 5 (Mod.3) ········[95% IC] Resto de España 0.08

0.04

0.00

-0.04

-0.08

sat = 1

sat = 2

sat = 3

sat = 4

sat = 5

sat = 6

sat = 7

-0.12

□ Quintil 1 (Mod. 2) ■ Quintil 1(Mod. 3) ∆ Quintil 5 (Mod.2)▲Quintil 5 (Mod.3) ········[95% IC]

29

Tabla 1. Determinantes de la satisfacción laboral. Efectos marginales medios estimados. Cataluña y resto de España. Cataluña Sat. = 1 Sat. = 2 Sat. = 3 Sat. = 4 Sat. = 5 Sat. = 6 Sat. = 7

Resto de España Sat. = 1 Sat. = 2 Sat. = 3 Sat. = 4 Sat. = 5 Sat. = 6 Sat. = 7

Variables Personales Sexo (Ref.: Hombre) 0.0152

Mujer

-0.0237

0.0134

0.0432

-0.0230

-0.0056

-0.0196

(0.0163) (0.0173) (0.0149) (0.0171) (0.0201) (0.0217) (0.0175) Edad (βedad+2βedad2 edad media)

0.0001

0.0002

0.0010

0.0003

0.0004

-0.0017

-0.0002

(0.0001) (0.0043) (0.0221) (0.0217) (0.0013) (0.0013) (0.0007)

-0.0086

-0.0016

-0.0051

0.0038

-0.0030

-0.0158

0.0302

(0.0034) (0.0033) (0.0052) (0.0060) (0.0069) (0.0079) (0.0068) 0.0002

0.0000

0.0014

0.0010

-0.0014

-0.0004

-0.0009

(0.0001) (0.0001) (0.0003) (0.0004) (0.0005) (0.0005) (0.0003)

Nacionalidad -0.0600

Nacido en España

0.0003

0.0031

0.0532

0.0587

-0.0427

-0.0126

(0.0293) (0.0360) (0.0318) (0.0263) (0.0302) (0.0430) (0.0378)

0.0084

-0.0099

0.0015

0.0249

0.0345

-0.0281

-0.0312

(0.0047) (0.0055) (0.0086) (0.0095) (0.0112) (0.0145) (0.0130)

Nivel de Estudios (Ref.: EGB) -0.0214

Estudios Primarios Incompletos

0.0719

-0.1046

0.0207

-0.1109

0.1010

0.0432

(0.0282) (0.0407) (0.0370) (0.0368) (0.0392) (0.0555) (0.0462) 0.0092

Estudios Primarios Completos

-0.0001

-0.0346

0.0111

-0.0053

-0.0513

0.0709

(0.0222) (0.0243) (0.0211) (0.0224) (0.0263) (0.0319) (0.0289) -0.0231

Estudios de FP

-0.0017

-0.0221

0.0163

0.0289

-0.0022

0.0039

(0.0184) (0.0195) (0.0176) (0.0194) (0.0232) (0.0280) (0.0228) 0.0057

Estudios de Bachiller

-0.0113

0.0272

-0.0061

0.0148

-0.0072

-0.0231

(0.0224) (0.0221) (0.0266) (0.0264) (0.0300) (0.0326) (0.0264) -0.0468

Diplomado

0.0518

-0.0448

0.0273

0.0283

-0.0049

-0.0109

(0.0159) (0.0225) (0.0262) (0.0294) (0.0340) (0.0395) (0.0310) -0.0197

Universitario

0.0032

0.0019

0.0300

0.0418

-0.0026

-0.0546

(0.0300) (0.0326) (0.0299) (0.0320) (0.0402) (0.0425) (0.0302)

0.0056

0.0021

-0.0070

-0.0275

-0.0090

-0.0032

0.0389

(0.0074) (0.0070) (0.0108) (0.0114) (0.0134) (0.0173) (0.0161) 0.0007

0.0076

-0.0073

-0.0039

-0.0063

-0.0190

0.0283

(0.0043) (0.0043) (0.0064) (0.0071) (0.0081) (0.0097) (0.0088) 0.0005

-0.0027

-0.0026

0.0231

0.0100

-0.0031

-0.0252

(0.0044) (0.0042) (0.0066) (0.0075) (0.0084) (0.0095) (0.0078) 0.0030

-0.0005

-0.0060

0.0151

0.0154

0.0121

-0.0391

(0.0051) (0.0048) (0.0075) (0.0085) (0.0099) (0.0110) (0.0088) 0.0108

0.0058

-0.0063

0.0031

0.0039

0.0151

-0.0324

(0.0070) (0.0067) (0.0096) (0.0107) (0.0124) (0.0133) (0.0105) 0.0157

0.0140

-0.0017

0.0057

0.0243

-0.0217

-0.0363

(0.0076) (0.0074) (0.0110) (0.0123) (0.0137) (0.0145) (0.0115)

Variables Familiares Hijos a cargo 0.0279

Sí

-0.0701

0.0293

-0.0498

0.0927

-0.0352

0.0052

(0.0324) (0.0402) (0.0369) (0.0358) (0.0383) (0.0429) (0.0315) Miembros de la familia

-0.0781

log(nº de miembros+1)

(0.0255) (0.0272) (0.0239) (0.0281) (0.0299) (0.0318) (0.0263)

0.0693

0.0252

-0.0186

-0.0336

-0.0149

0.0507

-0.0006

0.0028

-0.0067

0.0125

-0.0175

0.0380

-0.0285

(0.0071) (0.0068) (0.0104) (0.0116) (0.0134) (0.0144) (0.0123) -0.0024

-0.0049

0.0037

-0.0108

0.0050

0.0002

0.0092

(0.0049) (0.0048) (0.0073) (0.0082) (0.0097) (0.0112) (0.0096)

Características Objetivas del Empleo Tipo de Puesto (Ref.: Empleado) 0.1914

Dirección

-0.1406

-0.0984

0.1011

-0.0274

0.0161

-0.0421

(0.1365) (0.1391) (0.0792) (0.0547) (0.0559) (0.0586) (0.0383) 0.0088

Supervisión

0.0832

-0.0584

-0.0352

0.0752

-0.0416

-0.0320

(0.0239) (0.0332) (0.0342) (0.0236) (0.0269) (0.0260) (0.0193)

0.0169

-0.0203

0.0185

-0.0430

0.0225

-0.0314

0.0368

(0.0166) (0.0116) (0.0192) (0.0180) (0.0218) (0.0214) (0.0177) 0.0080

-0.0015

0.0167

-0.0135

0.0127

-0.0065

-0.0158

(0.0059) (0.0053) (0.0080) (0.0082) (0.0091) (0.0096) (0.0077)

Salario por hora (Ref.: salario por hora se encuentra entre el 40 y el 60% de la distribución de salarios) -0.0087

Salario por hora: 0-20% Distr.

0.0256

0.0161

0.0300

0.0288

-0.0613

-0.0304

(0.0183) (0.0217) (0.0238) (0.0270) (0.0293) (0.0323) (0.0259) 0.0258

Salario por hora :20-40% Distr.

0.0233

-0.0339

0.0238

0.0386

-0.0886

0.0110

(0.0198) (0.0284) (0.0281) (0.0208) (0.0244) (0.0264) (0.0221) -0.0142

Salario por hora: 60-80% Distr.

-0.0107

0.0043

0.0177

0.0032

0.0110

-0.0113

(0.0238) (0.0253) (0.0221) (0.0237) (0.0251) (0.0283) (0.0224) 0.0341

Salario por hora: 80-100% Distr.

-0.0672

0.0055

-0.0002

-0.0574

0.0832

0.0019

(0.0372) (0.0389) (0.0317) (0.0286) (0.0321) (0.0345) (0.0262) -0.0538

Salario por hora: No respuesta

0.0198

0.0918

-0.0212

0.0053

-0.0232

-0.0187

(0.0149) (0.0182) (0.0255) (0.0272) (0.0296) (0.0323) (0.0256)

0.0198

0.0147

0.0332

0.0074

0.0070

-0.0368

-0.0452

(0.0049) (0.0048) (0.0074) (0.0082) (0.0091) (0.0099) (0.0082) -0.0010

0.0043

0.0145

0.0036

-0.0030

-0.0073

-0.0112

(0.0044) (0.0043) (0.0067) (0.0075) (0.0082) (0.0094) (0.0080) -0.0011

0.0026

-0.0008

-0.0121

-0.0137

0.0120

0.0131

(0.0053) (0.0051) (0.0077) (0.0083) (0.0092) (0.0105) (0.0089) 0.0086

-0.0065

-0.0229

-0.0142

-0.0144

0.0296

0.0198

(0.0067) (0.0057) (0.0085) (0.0093) (0.0108) (0.0119) (0.0100) -0.0038

-0.0042

-0.0034

0.0022

-0.0133

0.0199

0.0026

(0.0047) (0.0044) (0.0070) (0.0079) (0.0086) (0.0102) (0.0086)

Cómo se determinó su remuneración (Ref.: Salario dado, no negociable) 0.0371

Salario negociado

-0.0255

0.0126

0.0369

-0.0408

-0.0214

0.0011

(0.0208) (0.0213) (0.0193) (0.0209) (0.0213) (0.0231) (0.0186)

0.0015

0.0040

0.0009

0.0147

-0.0003

-0.0088

-0.0120

(0.0036) (0.0036) (0.0055) (0.0061) (0.0067) (0.0077) (0.0064)

Tipo de remuneración (Ref.: Salario Fijo) Salario variable

0.0565

0.0099

-0.0181

-0.0499

0.0255

0.0251

-0.0489

(0.0316) (0.0360) (0.0280) (0.0270) (0.0309) (0.0335) (0.0245)

0.0046

-0.0009

0.0106

-0.0004

0.0034

-0.0014

-0.0160

(0.0042) (0.0040) (0.0066) (0.0073) (0.0085) (0.0099) (0.0084)

Tipo de Contrato (Ref.: Indefinido) Temporal

-0.0326

0.0368

0.0200

0.0093

-0.0120

-0.0187

-0.0028

(0.0140) (0.0159) (0.0173) (0.0192) (0.0208) (0.0243) (0.0206)

0.0094

-0.0028

0.0098

0.0079

-0.0198

-0.0230

0.0187

(0.0033) (0.0032) (0.0050) (0.0058) (0.0065) (0.0077) (0.0069)

Tipo de Jornada (Ref.: Completa) Parcial

0.0228

-0.0054

-0.0256

0.0228

0.0281

-0.0914

0.0488

(0.0264) (0.0290) (0.0236) (0.0248) (0.0273) (0.0301) (0.0276)

0.0169

0.0160

0.0214

-0.0076

-0.0101

-0.0224

-0.0143

(0.0054) (0.0055) (0.0081) (0.0086) (0.0095) (0.0110) (0.0094)

Trabajo en Horario Nocturno Sí

0.0111

0.0149

0.0019

0.0006

-0.0109

-0.0090

-0.0085

(0.0164) (0.0175) (0.0201) (0.0200) (0.0223) (0.0242) (0.0197)

0.0040

-0.0024

-0.0059

0.0020

0.0159

-0.0265

0.0129

(0.0035) (0.0034) (0.0053) (0.0061) (0.0073) (0.0081) (0.0072)

Trabajo en Fines de Semana Sí

0.0165

-0.0068

-0.0197

0.0418

-0.0216

-0.0162

0.0060

(0.0162) (0.0166) (0.0149) (0.0170) (0.0186) (0.0203) (0.0166)

-0.0003

-0.0028

0.0106

-0.0028

0.0152

-0.0129

-0.0069

(0.0030) (0.0030) (0.0046) (0.0053) (0.0060) (0.0067) (0.0058)

Servicios Sociales proporcionados por la empresa (Ej: ayudas para formación, vivienda, transporte, etc.) Sí

-0.0100

0.0179

-0.0133

-0.0092

0.0083

-0.0318

0.0381

(0.0173) (0.0183) (0.0146) (0.0156) (0.0179) (0.0197) (0.0159)

-0.0079

-0.0031

-0.0061

-0.0013

0.0101

-0.0138

0.0220

(0.0032) (0.0031) (0.0046) (0.0052) (0.0060) (0.0067) (0.0057)

Tiempo en llegar de casa al trabajo (Ref.: Menos de 15 minutos) 15-30 min

0.0467

-0.0549

0.0132

-0.0124

0.0197

0.0069

-0.0192

(0.0180) (0.0179) (0.0157) (0.0172) (0.0187) (0.0203) (0.0160) 30-60 min

0.0408

-0.0260

0.0001

-0.0060

-0.0011

-0.0025

-0.0055

(0.0230) (0.0239) (0.0209) (0.0212) (0.0238) (0.0256) (0.0204) Más de 60 min.

0.1517

-0.0541

0.0039

0.0092

0.0305

-0.1440

0.0030

(0.0605) (0.0624) (0.0454) (0.0443) (0.0470) (0.0442) (0.0413)

0.0024

0.0014

-0.0022

0.0096

0.0074

-0.0014

-0.0171

(0.0032) (0.0031) (0.0047) (0.0053) (0.0059) (0.0068) (0.0057) 0.0006

0.0049

-0.0024

0.0116

0.0139

-0.0087

-0.0199

(0.0040) (0.0041) (0.0062) (0.0072) (0.0082) (0.0092) (0.0077) 0.0046

-0.0037

0.0020

0.0155

0.0170

-0.0251

-0.0104

(0.0072) (0.0064) (0.0112) (0.0131) (0.0149) (0.0163) (0.0142)

30

Tabla 1 (Continuación ) Cataluña Sat. = 1 Sat. = 2 Sat. = 3 Sat. = 4 Sat. = 5 Sat. = 6 Sat. = 7

Resto de España Sat. = 1 Sat. = 2 Sat. = 3 Sat. = 4 Sat. = 5 Sat. = 6 Sat. = 7

Características Subjetivas del Empleo Componentes Principales (ª) Componente Principal 1

-0.0295

-0.0152

-0.0032

-0.0317

-0.0143

0.0275

0.0664

(0.0036) (0.0157) (0.0155) (0.0037) (0.0044) (0.0053) (0.0047) Componente Principal 2

0.0178

-0.0005

0.0187

-0.0039

0.0064

-0.0278

-0.0107

(0.0058) (0.0086) (0.0084) (0.0064) (0.0076) (0.0088) (0.0075)

-0.0226

-0.0154 -0.0258

-0.0239

-0.0138

0.0316

0.0699

(0.0008) (0.0007) (0.0010) (0.0012) (0.0013) (0.0017) (0.0016) 0.0114

0.0065

0.0078

0.0074

-0.0009

-0.0130

-0.0191

(0.0011) (0.0011) (0.0018) (0.0021) (0.0025) (0.0030) (0.0027)

Trabajo resulta monótono -0.0421

Sí

0.0033

0.0280

-0.0029

-0.0081

-0.0397

0.0616

(0.0202) (0.0207) (0.0179) (0.0177) (0.0197) (0.0217) (0.0164)

-0.0063

0.0023

0.0022

0.0052

-0.0115

0.0049

0.0031

(0.0036) (0.0033) (0.0052) (0.0059) (0.0067) (0.0074) (0.0063)

Calidad del Emparejamiento Laboral. Relación entre puesto de trabajo y nivel de estudios- (Ref.: Emparejamiento correcto) Puesto menor que formación

0.0453

-0.0007

0.0631

0.0073

0.0372

-0.0694

-0.0828

(0.0165) (0.0244) (0.0271) (0.0219) (0.0250) (0.0268) (0.0212) Puesto necesitaría más formación

0.0877

0.8021

-1.0525

0.0116

0.1172

0.0252

0.0088

(0.0834) (4.0820) (4.0812) (0.0495) (0.0642) (0.0671) (0.0542) Necesitaría formación distinta

0.0550

-0.1061

0.1537

0.0201

0.0490

-0.0220

-0.1497

(0.0715) (0.0671) (0.0587) (0.0628) (0.0803) (0.0768) (0.0416)

0.0221

0.0228

0.0375

0.0184

0.0184

-0.0587

-0.0605

(0.0037) (0.0038) (0.0060) (0.0068) (0.0078) (0.0085) (0.0072) 0.0092

-0.0001

0.0388

0.0265

-0.0060

-0.0496

-0.0188

(0.0112) (0.0100) (0.0193) (0.0213) (0.0232) (0.0246) (0.0219) 0.0328

0.0085

0.0374

0.0214

0.0047

-0.0616

-0.0432

(0.0137) (0.0124) (0.0200) (0.0231) (0.0275) (0.0303) (0.0260)

Trabajo requiere mucho esfuerzo físico 0.0187

Sí

0.0103

0.0077

-0.0360

0.0146

-0.0119

-0.0034

(0.0192) (0.0241) (0.0236) (0.0203) (0.0238) (0.0275) (0.0232)

0.0094

0.0101

0.0121

0.0019

0.0016

-0.0194

-0.0156

(0.0035) (0.0035) (0.0056) (0.0064) (0.0072) (0.0085) (0.0075)

Está sometido a estrés 0.0601

Sí

-0.0295

-0.0137

0.0449

0.0376

-0.0662

-0.0333

(0.0156) (0.0157) (0.0149) (0.0168) (0.0188) (0.0201) (0.0160)

0.0313

0.0143

0.0245

0.0198

0.0115

-0.0522

-0.0491

(0.0034) (0.0033) (0.0049) (0.0056) (0.0062) (0.0068) (0.0057)

Trabajo entraña peligro 0.0026

Sí

-0.0165

0.0546

0.0032

0.0055

-0.0526

0.0031

(0.0169) (0.0173) (0.0202) (0.0229) (0.0258) (0.0295) (0.0247)

0.0103

0.0037

0.0098

-0.0062

-0.0096

-0.0076

-0.0003

(0.0041) (0.0039) (0.0062) (0.0070) (0.0081) (0.0097) (0.0086)

Trabaja desde casa 0.0314

Sí

0.0660

-0.0776

-0.0482

-0.0405

0.0148

0.0542

(0.0286) (0.0477) (0.0452) (0.0277) (0.0318) (0.0316) (0.0261)

-0.0086

0.0031

0.0036

0.0008

0.0025

0.0055

-0.0069

(0.0050) (0.0053) (0.0080) (0.0087) (0.0097) (0.0105) (0.0084)

Tiene libertad para determinar la entrada y salida del trabajo -0.0056

Sí

-0.0137

0.0105

-0.0143

0.0344

-0.0306

0.0193

(0.0271) (0.0279) (0.0247) (0.0242) (0.0263) (0.0263) (0.0210)

-0.0003

0.0093

-0.0002

-0.0105

0.0101

-0.0091

0.0007

(0.0055) (0.0054) (0.0079) (0.0080) (0.0090) (0.0097) (0.0079)

Tiene libertad para tomar descansos durante la jornada -0.0038

Sí

0.0161

0.0105

-0.0447

0.0132

-0.0280

0.0366

(0.0186) (0.0188) (0.0182) (0.0183) (0.0194) (0.0208) (0.0170) N Log . de verosimilitud 2

Pseudo R Chi

2

0.0041

-0.0054

0.0000

0.0020

-0.0010

-0.0001

0.0003

(0.0039) (0.0035) (0.0056) (0.0061) (0.0068) (0.0075) (0.0062)

2575

20324

-3501.68

-31240.84

0.2200

0.1349

1975.51

9740.92

Notas. Otras variables incluidas en las regresiones pero no mostradas son: identificadores de año (6 variables), estado civil y situación laboral del cónyuge (4 variables), sector de actividad (5 variables), ocupación (10 variables), tamaño del municipio (9 variables), hijos (resto). ªComponentes principales sobre: Trabajo es atractivo; Puedo trabajar con independencia; Puedo ayudar a la gente; Trabajo es útil a la sociedad; Mi empleo es estable; El entorno físico es agradable; Participo en las decisiones respecto a las tareas ("Muy de acuerdo...Muy en desacuerdo"). Puedo dar mis opiniones sobre mi trabajo; Jefe valora mis sugerencias sobre mi trabajo ("Siempre...Nunca"). Ambiente le estimula para mejorar su trabajo ("Muy estimulante...Nada estimulante"). Relaciones entre directivos y empleados; Relaciones entre trabajadores en el lugar de trabajo ("Muy buenas...Muy malas"). Fuente. Elaboración propia a partir de los datos de la ECVT 1999-2004.

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