Las mujeres aceptan realizar más tareas no valoradas para promocionar. ¿Por qué? (1)

Esta es la primera parte de la versión en español de mi artículo de marzo en Mapping Ignorance.

Este artículo resume el trabajo de Babcock et al. (2017) [1], publicado recientemente en la American Economic Review.
Entre las diversas razones que intentan explicar la brecha salarial en el mercado de trabajo está el proceso por el cual hombres y mujeres escalan en sus trabajos. Entra las variables que afectan a este avance está el tiempo que las mujeres, en comparación con los hombres, dedican a tareas que benefician a la organización, pero que muy probablemente no afectarán a su evaluación y promoción profesional.
Los estudios de campo sistemáticamente muestran que las mujeres gastan más tiempo en estas tareas. Además, estos estudios también muestran que las mujeres se ofrecen voluntarias más a menudo para realizar estas tareas y se les solicita ser voluntarias con mayor frecuencia que a sus compañeros de trabajo masculinos. Por ejemplo, Porter (2007) [2] encuentra en el National Survey of Postsecondary Faculty (MSOPF) que las mujeres pasan un 15% más de horas en trabajos de comité que los hombres y Polachek (1981) [3], Goldin y Rouse (2000) [4], y Black y Strahan (2001) [5] encuentran que las mujeres mantienen una agenda de tareas en su puesto de trabajo distinta a la de los hombres.
Para entender las razones por las que se trabaja en tareas con poco valor para la promición, Balcock et al. (2017) [1] estudian las diferencias en las respuestas a solicitudes para realizar estas tareas y en la manera en que se ofrecen, así como las posibles causas tras esas diferencias. En la literatura ya existen evidencias de campo en torno a esta cuestión. Por ejemplo, usando los datos de Tannenbaun et al. (2013) [6], Babcock et al. (2017) encuentran que el 7% del profesorado femenino se ofrece voluntario para estar en un comité tras recibir una petición en ese sentido, comparado con un 2,6% del profesorado masculino. La novedad del estudio en Babcock et al. (2017) reside en el enfoque experimental para aislar las variables y obtener una perspectiva más precisa de las relaciones causales. Para ello realizan una serie de cinco experimentos que son variaciones del diseño base que se explica a continuación.
Los sujetos experimentales se asignan aleatoriamente en grupos de tres. Los miembros de un grupo tienen dos minutos para decidir si prestarse voluntarios para realizar una inversión. Si uno de los miembros del grupo realiza la inversión, la ronda termina y la persona que ha realizado la inversión recibe un pago de 1,25$, mientras que los otros dos miembros del grupo reciben 2$. Los sujetos experimentales participan en diez rondas como la descrita y saben que la composición del grupo cambia en cada ronda.
El primer experimento sigue el diseño base. Los resultados muestran que los grupos consiguen que alguno de sus miembros invierta en el 84,2% de los casos, porcentaje que decrece desde el 88,4% en las primeras cinco rondas al 80% en las últimas cinco. El resultado más importante para la hipótesis de trabajo es que los hombres invertían un 23% de las veces, mientras que las mujeres lo hacían un 34,1%.
En el segundo experimento se diseñan las sesiones con grupos de solo hombres o solo mujeres. Si las diferencias por sexo del experimento anterior se debieran a que las mujeres son más conformistas, más altruistas o más aversas al riesgo, esperaríamos encontrar unas tasas de inversión más altas en los grupos donde solo hay mujeres que en los que solo hay hombres. Los resultados de este segundo experimento encuentran que la tasa de inversión es mejor respecto al primero (80,8% vs. 84,2%). Como antes, la tasa decrece con el tiempo. Esta vez, pasa de 90.3% en las primeras cinco rondas a 71,3% en las cinco últimas. Sin embargo, la diferencia más notable es que las mujeres no invierten más que los hombres. La tasa de éxito en los grupos de solo mujeres es del 81% y la de los grupos con solo hombres, del 80%, sin que la ligera diferencia sea estadísticamente significativa. Esto sugiere que son las creencias, y no las preferencias, las que causan la diferencia documentada en el primer experimento.
Referencias:
1. Babcock, L.; Recalde, M.P.; Vesterlund, L. y Weingart, L. 2017. “Gender Differences in Accepting and Receiving Requests for Tasks with Low Promotability.” American Economic Review 107:3, 714–747.
2. Porter, S.R. 2007. “A Closer Look at Faculty Service: What Affects Participation on Committees?” Journal of Higher Education 78:5, 523–41.
3. Polachek, S.W. 1981. “Occupational Self-Selection: A Human Capital Approach to Gender Differences in Occupational Structure.” Review of Economics and Statistics 63:1, 60–69.
4. Goldin, C., y Rouse C. 2000. “Orchestrating Impartiality: The Impact of ‘Blind’ Auditions on Female Musicians.” American Economic Review 90:4, 715–41.
5. Black, S.E., y Strahan P.E. 2001. “The Division of Spoils: Rent-Sharing and Discrimination in a Regulated Industry.” American Economic Review 91:4, 814–31.
6. Tannenbaum, D.; Fox, C.; Goldstein N., y Doctor, J. 2013. “Partitioning Option Menus to Nudge Single-Item Choice.” Paper presented at the Society for Judgement and Decision, Annual Conference, November.
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