Influencia de las variables de género en la distribución de las tareas domésticas y de cuidado

 

Variables of gender in the distribution of housework and children care

 

 

Consuelo Paterna^{1, 2}; Maria Del Carmen Martínez Martínez

Universidad de Murcia, España

 

 

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RESUMEN

Este estudio tiene como objeto identificar las variables implicadas en la participación parental. Los participantes fueron 130 parejas de doble ingreso y con niños menores de 12 años. Los resultados muestran que las diferentes formas de distribución de las tareas domésticas en la pareja se relacionan con los roles de género y la percepción de injusticia, mientras que la variable más eficaz en las tareas de cuidado es la conciencia de género. Por otra parte, se aprecia que las variables predictoras de la participación en las tareas domésticas son diferentes a las del cuidado de los hijos. Mientras para los hombres son las variable psicosociales (normas de estatus, conciencia de género y trabajo emocional) los mejores predictores de su participación, en las mujeres son las variables sociolaborales (horario e ingresos) las más significativas. Estos resultados sugieren que la participación de los hombres en la esfera familiar está mucho más influenciada por su ideología de género que en el caso de las mujeres.

Palabras clave: Ideología de género; Participación parental; Tareas domésticas y cuidado de hijos/as.

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ABSTRACT

This study investigates predictors of paternal involvement. Participants were 130 couples with children smaller than twelve. The results show that the different ways of household distribution between the couple is related to gender role and the perception of injustice. In relation to care children, the most relevant variable to differentiate among groups was gender awareness. It is also appreciated that the predictors of the participation in the domestic tasks are different to those of care of children. While the predictors of men’s participation were psychosocial variables (status norms, gender awareness and emotional work), in women were structural variables (schedule and incomes) the most significant. Those findings suggest that father involvement is more related to gender ideology than in mother, also fathers spent more time in care children than domestic task.

Keywords: Gender ideology; Involvement parental; Housework and children care.

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La investigación sobre la participación parental, en términos de igualdad, comienza su auge a partir de la década de los 90, siendo la ideología de género, entendida como actitudes hacia el rol sexual, una de las variables explicativas más relevantes de dicha participación (Deutsch, Lussier, & Servis, 1993).

La participación parental ha sido definida por Lamb, Pleck, Charnov y Levine (1987) a partir de tres componentes principales: compromiso (tiempo en interacción cara a cara con el niño), accesibilidad (estar física y psicológicamente presente para atender las necesidades del niño), y responsabilidad (asumir las tareas de cuidado y bienestar día a día). Esta propuesta continúa siendo la más frecuentemente utilizada en los estudios sobre dicha participación (Pleck & Stueve, 2001), aunque algunos de ellos señalan la necesidad de distinguir entre las tareas domésticas y las de cuidado de los hijos, ya que son formas de participación conceptualmente diferentes (Deutsch et al., 1993; Gaunt, 2005).

Según Deutsch et al. (1993) mientras el poder económico de la esposa determina la contribución del marido en las tareas domésticas, en el cuidado de los hijos, los factores más importantes para la participación de ambos serían el número de horas que la madre trabaja fuera de casa, coincidiendo con los resultados de Gaunt (2005), y las actitudes hacia el rol de género de los hombres. Sin embargo, McBride et al. (2005) hallaron que la percepción del padre sobre su rol paternal sólo tenía relación con la dimensión de responsabilidad, mientras que las creencias de las madres sobre el rol del padre estaría mediando el efecto de la percepción del padre de sí mismo como padre sobre el grado de accesibilidad con el niño.

Otra variable importante relacionada con las tareas domésticas y de cuidado ha sido la percepción de igualdad (si se percibe un reparto igualitario de las responsabilidades familiares entre ambos miembros de la pareja), ya que determina las responsabilidades familiares y domésticas, así como la toma de decisiones (Cowdery & Knudson-Martin, 2005). La división de las tareas domésticas y de cuidado tiende a percibirse como injusta en función del tradicionalismo en la ideología de género y de la situación personal de las parejas en cuanto el número de hijos que tienen y sus edades, así como de las diferencias entre ambos miembros de la pareja respecto de sus empleos (DeMaris & Longmore, 1996; Toneli et al., 2006). El trabajo de Bulanda (2004) nos muestra que los padres con ideologías de género poco tradicionales, y que perciben la necesidad de esa igualdad de género, demuestran un mayor compromiso en el cuidado de los hijos, mientras que la ideología de género de la madre y su nivel de tradicionalismo no parecen predecir el compromiso paternal. Sin embargo, no siempre ha habido evidencia empírica en cuanto a la relación significativa entre tradicionalismo y percepción de desigualdad (Lennon & Rosenfield, 1994). Pero lo que la mayoría sí ha podido corroborar es que esa percepción de injusticia es mayor en mujeres que en hombres (Kluwer & Mikula, 2002).

Un aspecto relevante que hace que la distribución en la participación no sea igualitaria es el trabajo emocional, referido a las acciones e intenciones encaminadas a mejorar la realización psicológica de otros y ofrecer apoyo emocional a la familia (Erickson, 1993). En general son las mujeres quienes en mayor medida se encargarían de este tipo de apoyo (Erickson, 2005; Strazdins & Broom, 2004). En los casos en los que el trabajo emocional es realizado de igual forma por ambos miembros de la pareja, las normas de cuidado y responsabilidad son reforzadas y ambos miembros de la pareja tienen acceso a los recursos psicológicos y de apoyo de la familia. En conclusión diríamos que esta desigualdad hace necesario el análisis de la relación entre el trabajo emocional y la participación en la esfera doméstica-familiar (Coltrane, 2000; Erickson, 2005).

Por otra parte, en el estudio que presentamos han sido incluidas otras variables, como la ideología masculina, referida al conjunto de normas y creencias mediante las cuales se socializa a los hombres de una sociedad y crea estándares de conducta masculina (Pleck, Sonenstein, & Ku, 1993), la conciencia de género, como fase importante del desarrollo de la identidad feminista (Downing & Roush, 1985) en la que se percibe la discriminación que viven las mujeres y se cuestiona los roles de género, y el neosexismo, como base del rechazo a los programas de acción afirmativa (Tougas, Brown, Beaton, & Joly, 1995), por su relevancia en la caracterización de la ideología de género, y por tanto, por su posible implicación en la participación parental. De forma específica, algunos estudios señalan que un modelo de masculinidad tradicional se relaciona con actitudes negativas hacia la equidad de género (Jacobs, 1996; Sinn, 1997; Wade & Brittan-Powell, 2001), y que los hombres son más tradicionales en sus creencias sobre la masculinidad que las mujeres (Levant et al., 1992). Asimismo, Henderson-King y Stewart (1994) encontraron que las personas con fuerte conciencia de género rechazan los roles tradicionales y son más sensibles al sexismo, mientras que el neosexismo (creencias sexistas sobre la situación de las mujeres y sus reivindicaciones de cambio) sería un indicador de la orientación de las personas hacia las relaciones de género y la percepción de la discriminación de la mujer (Cameron, 2001; Konrad & Hartmann, 2002; Moya & Expósito, 2001; Tougas et al., 1995).

A partir de estos resultados, el objetivo de este estudio es analizar las tareas domésticas y de cuidado como variables conceptualmente diferentes, así como abordar desde una perspectiva integradora el estudio de la participación parental, una necesidad ya señalada por Deutsch et al. (1993). Asimismo, pretendíamos analizar las diferencias en las variables de género entre los grupos que realizan un determinado tipo de reparto.

Como primera hipótesis planteamos que los hombres mostrarían una ideología masculina (estatus y antifeminidad) y unos roles de género más tradicionales, así como un mayor índice de neosexismo, mientras que las mujeres percibirían en mayor medida la injusticia en la distribución de tareas, una mayor carga de trabajo emocional y una considerable conciencia de género. Además, éstas tendrían una mayor participación en ambos tipos de tareas, domésticas y de cuidado.

Una segunda hipótesis, planteada a partir de la revisión de estudios (Deutsch et al., 1993; Gaunt, 2005; McBride et al., 2005), es que esperamos que las variables psicosociales de género sean relevantes en la diferenciación de las formas de reparto, y junto al horario laboral, puedan predecir las tareas de cuidado, mientras que el nivel de ingresos estaría más relacionado con la dedicación a las tareas domésticas.

 

Método

Participantes

En el estudio participaron 139 parejas heterosexuales de la Comunidad Autónoma de Murcia, seleccionadas por muestreo no aleatorio del sector servicios (administración, educación y profesionales independientes), teniendo en cuenta la proporcionalidad según los datos del censo de población activa del Instituto Nacional de Estadística de España del año 2004. Tras saber la proporción numérica necesaria en cada sector para componer la muestra, se seleccionó el número de participantes definitivo en función de los siguientes criterios: vivir en pareja, tener ambos empleo y niños menores de 12 años viviendo en casa. La edad media es de 38,9 años. El 33,1% de ellas tiene un hijo, el 56, 1% tiene dos, el 9,4% tiene tres y sólo un 1,4% tiene cuatro hijos. En cuanto a la edad de los hijos un 55,2% de las parejas tiene su primer hijo/a menor de 8 años, y el 57% tiene su segundo hijo menor de 9 años. En cuanto al nivel de estudios, el 54,7% de los participantes tiene estudios universitarios, un 32% secundarios y un 12,9% primarios.

El 60% de los participantes tiene contrato fijo, siendo los temporales el 21% y los autónomos el 10%, el 9% restante no respondió dicha pregunta. El 80.9% de la muestra mantiene un contrato a tiempo completo, correspondiendo a tiempo parcial sólo el 15.1%, el 4% restante no responde esta pregunta. El 50% tiene turno de mañana y el 27% jornada partida. El resto se distribuye entre turnos rotatorios y horarios irregulares. En relación al nivel de ingresos, el 41% gana entre 1.200 y 1.800 euros, casi el 30% entre 600 y 1200 y alrededor del 12% entre 1800 y 2400, el 17% restante no respondió esta cuestión.

Procedimiento

La aplicación del cuadernillo con las diferentes medidas la llevaron a cabo dos encuestadores psicólogos, quienes contactaron con los participantes en su lugar de trabajo a través de los departamentos de recursos humanos, quienes previamente habían facilitado los datos de los empleados que cumplían las características exigidas para el estudio. A cada persona se le entregaron dos cuadernillos, uno para ella y otro para que se lo entregase a su pareja. Ambos fueron recogidos por los encuestadores días más tarde.

El periodo de recogida de datos fue desde el mes de marzo de 2006 a julio del mismo año. De los 623 cuestionarios entregados sólo se recogieron 312, de los cuales se eliminaron aquéllos que no estaban completos.

Instrumentos

Variables Sociodemográficas-Sociolaborales. Edad, estudios, horario, tipo de contrato e ingresos.

Ideología Masculina. Medida a través de dos subescalas de la Male Role Norms Scale (MRNS; Thompson & Pleck, 1986). Evalúa las normas sociales que prescriben y proscriben lo que un hombre debería sentir y hacer. Concretamente, la escala sobre normas de estatus contiene 11 ítems que reflejan la necesidad de mantener o alcanzar una posición social, éxito profesional, prestigio y respeto, y la de antifeminidad, integrada por 7 ítems, hace referencia a las expectativas del hombre de evitar conductas y actividades que pudieran ser percibidas como típicas de las mujeres. Las opciones de respuesta fueron de 0 (máximo desacuerdo) a 3 (máximo acuerdo), siguiendo el modelo de Rasch frente a la técnica Likert, ya que aquél aparece como mejor propuesta metodológica en el campo de la construcción de cuestionarios, puesto que en la técnica Likert la utilización de categorías conlleva una mayor variabilidad (ver Bond & Fox, 2001). En cuanto al nivel de fiabilidad, Thompson y Pleck (1986) encontraron unos buenos valores: en la escala de estatus un .81 y en antifeminidad .76. En este estudio los coeficientes de fiabilidad fueron los siguientes: estatus (α = .89) y antifeminidad (α = .81). Puntuaciones altas indican más tradicionalismo en masculinidad. Ejemplos de los ítems son: “Me molesta cuando un hombre hace cosas que considero femeninas”; “Un hombre debe traer el mejor sueldo que deba conseguir para su familia”.

Roles de Género. Esta variable fue medida a través de la subescala de Roles de Género de la Escala de Ideología y Actitudes Feministas Liberales de Morgan (LFAIS; 1996). La subescala está compuesta por 10 ítems, los cuales hacen referencia a las conductas, creencias y obligaciones que hombres y mujeres deben tener y hacer en relación al cuidado de los hijos y las tareas domésticas. Las opciones de respuesta oscilan de 0 (fuerte desacuerdo) a 3 (máximo acuerdo). En este estudio el a de Cronbach fue de .78. Puntuaciones altas indican mayor tradicionalismo en roles. Ejemplos de los ítems son: “Cuidar la casa y los niños es propio de la mujer”; “si los dos trabajan el hombre debe compartir las tareas domésticas”.

Neosexismo. La Escala de Neosexismo (Tougas et al. 1995), cuya versión en castellano ha mostrado propiedades psicométricas aceptables (Moya & Expósito, 2001), ha sido utilizada para evaluar las creencias modernas sexistas. La escala consiste en 11 ítems cuyas puntuaciones fueron computadas en una escala de 0 (fuerte desacuerdo) a 3 (máximo acuerdo). El contenido de estos ítems hace referencia a aspectos como que la discriminación hacia la mujer ya no es un problema, que las mujeres están exigiendo demasiado y ya han conseguido más de lo que puedan merecer. La fiabilidad de la escala fue bastante aceptable (α = .72). Puntaciones altas indican actitudes más sexistas.

Percepción de Injusticia. Se usaron tres ítems para evaluar esta variable, elaborada a partir de los trabajos de Kluwer y Mikula (2002). En concreto los ítems hacen referencia a la ilegitimidad de que sean las mujeres las encargadas de todas las tareas. Las respuestas dicotómicas (si/no) fueron con posterioridad sumadas para crear una variable ordinal de 0 a 3.

Conciencia de Género. La subescala de Revelación de la Escala de Desarrollo de Identidad Feminista de Bargad y Hyde (FIDS; 1991), basada en el modelo de Downing y Roush (1985) fue usada para medir la conciencia de género. Esta subescala evalúa la percepción de discriminación vivida por las mujeres y cómo comienzan a reconocer dicha situación, cuestionando de este modo los roles de género tradicionales. La escala consta de 7 ítems cuyas puntuaciones oscilan de 0 (máximo desacuerdo) a 3 (máximo acuerdo). En este estudio la fiabilidad de la subescala resultó aceptable (α = .70). Ejemplos de los ítems son “A través de mi experiencia he llegado a comprender el sexismo” o “Cuando observo la forma en que los hombres tratan a las mujeres me enfado mucho”.

Trabajo Emocional. La escala está compuesta por 10 ítems, ocho correspondientes a la escala de Erickson (1993, 2005) y dos más elaborados en relación al apoyo emocional a los hijos, ya que la escala de Erickson versa exclusivamente sobre el apoyo a la pareja. La fiabilidad de la subescala es de un α = .75. Ejemplos de los ítems son: “Cuidar emocionalmente a mi familia es importante para mí”; “aplazo otras actividades para cuidar afectivamente a mi familia”, “escucho a mi pareja y la cuido afectivamente”, “mis hijos siempre me cuentan sus problemas”.

Participación Parental. Comprende tres subescalas, las dos primeras denominadas responsabilidad y accesibilidad, están basadas en la versión adaptada de McBride y Mills (1993) sobre responsabilidad parental y en el modelo de compromiso parental propuesto por Lamb et al. (1987). Concretamente, la medida de responsabilidad hace referencia a las tareas diarias de cuidado del niño (higiene personal, vestirle, darle de comer, etc.), incluyendo así dos de los aspectos definidos por Lamb et al. (1987): compromiso (interacción personal con el niño) y responsabilidad (cuidado y bienestar). Dichas tareas se preguntan a través de un ítem de “atención y cuidado diario de los niños”. Mientras que accesibilidad se ha definido como el conjunto de tareas que no precisa necesariamente la interacción directa con el niño, serían las tareas de ir a las reuniones del colegio y llevar a los niños al médico (dos ítems). Su coeficiente de fiabilidad fue de .70. La tercera medida es la de tareas domésticas, tales como lavar platos, cocinar, lavar ropa, comprar comida y limpiar baños y planchar (seis ítems), siendo su coeficiente de fiabilidad .87.

El formato de respuesta de las tres subescalas es de 0 (siempre lo hace el hombre) a 4 (siempre lo hace la mujer), lo que quiere decir que a medida que aumenta la puntuación significa que la mujer realiza con mayor frecuencia las tareas domésticas y de cuidado.

Distribución de Tareas. Se solicitó a los participantes que indicaran las distintas formas de reparto (medidas en porcentaje) en función de si las tareas domésticas y de cuidado las realizaba él o ella, siendo las condiciones las siguientes: (a) Hombre realiza el 100% de las tareas/ Mujer 0%; (b) Hombre 70% / Mujer 30%; (c) Hombre 50% / Mujer 50%; (d) Hombre 30% / Mujer 70%; (e) Hombre 0% / Mujer 100%.

Las escalas fueron traducidas mediante el procedimiento de back-translation (Muñiz & Hambleton, 1996).

 

Resultados

Análisis Preliminares

La matriz de correlaciones muestra una relación positiva de neosexismo con las normas de estatus, antifeminidad y roles de género, tanto en hombres (r = .47, p < .01; r = .60, p < .01; r = .66, p < .01, respectivamente) como en mujeres (r = .36, p < .01; r = .37, p < .01; r = .37, p < .01). Sin embargo mantiene una relación negativa con percepción de injusticia (r = -.63, p < .01) y conciencia de género (r = -.34, p < .01), pero sólo en el caso de los hombres (ver Tabla 1). Sucede lo mismo con la norma de antifeminidad, ya que su correlación con la variable roles de género (r = .70, p < .01) es la más alta en hombres, manteniendo una relación negativa con percepción de injusticia (r = -.57, p < .01) y conciencia de género (r = .22, p < .01). En mujeres, la norma de antifeminidad está relacionada con roles de género (r = .43, p < .01) y neosexismo (r = .37, p < .01), y no tiene relación con percepción de injusticia y conciencia de género. Respecto a la variable trabajo emocional, se aprecia una relación positiva con las dimensiones de participación parental, conciencia de género y percepción de injusticia, y una relación negativa con la ideología masculina, roles de género y neosexismo, en el caso de los hombres. En las mujeres el trabajo emocional sólo correlaciona negativamente con el nivel de ingresos.

Respecto a la primera hipótesis planteada, al comparar las medias de hombres y mujeres observamos que ellos puntúan más en ambos tipos de normas de la ideología masculina, estatus (M = 1.59, SD = .57; M = 1.39, SD = .51, respectivamente) y antifeminidad (M = .63, SD = .63; M = .35, SD = .41, respectivamente). En el resto de variables, los hombres siguen puntuando más en roles de género (mayor tradicionalismo) y neosexismo, mientras que las mujeres se sitúan con una mayor puntuación en trabajo emocional, percepción de injusticia en la distribución de roles y conciencia de género. Asimismo, tanto en responsabilidad, como en accesibilidad y tareas domésticas, las mujeres puntúan más alto que los hombres (ver Tabla 2).

En todas las variables las diferencias de medias entre hombres y mujeres resultaron significativas, excepto en accesibilidad y conciencia de género.

 

 

Análisis Discriminante

Realizamos un análisis de varianza multivariante (MANOVA) para comprobar si las variables psicosociales de género (ideología de masculinidad, roles de género, neosexismo, conciencia de género, percepción de injusticia y trabajo emocional) pueden diferenciar de forma significativa los grupos constituidos en función de la distribución de las tareas domésticas y de cuidado de los hijos. Es decir, comprobar si las variables de género pueden discriminar o validar la tipología creada. Los grupos se constituyeron a partir de la variable “distribución de tareas” definida en instrumentos: Grupo 1, constituido por los miembros de la pareja que afirman que él realiza el 100% de las tareas y la mujer un 0%; grupo 2 cuando el hombre realiza el 70% y la mujer el 30%; grupo tres compuesto por las personas que señalan que tanto el hombre como la mujer realizan el 50% de las tareas; en el grupo 4 se afirma que el hombre realiza el 30% y la mujer un 70%; y el grupo 5 donde el hombre no participa nada y la mujer realiza el 100% de las tareas.

Los resultados indican que los grupos, formados a partir de la distribución de las tareas domésticas y de cuidado, se diferencian significativamente en las variables de género, corroborándose de esta forma la primera parte de la segunda hipótesis planteada. Así, encontramos una Wilks´s λ = .77, F (4, 247) = 2.35, p < .001 para el trabajo doméstico y una Wilks´s λ = .84, F (4, 247) = 1.55, p < .05 para las tareas de cuidado. La significación del MANOVA nos lleva a plantear un análisis discriminante, y de este modo evitar el riesgo de la inflacción del error Tipo I que suele suceder en los análisis del MANOVA. Por otra parte, el discriminante permite un análisis más detallado sobre la capacidad de las variables para diferenciar entre los grupos, creados a partir del tipo de reparto de las tareas domésticas y de cuidado (ver descripción en apartado de instrumentos).

Los resultados revelan una función discriminante significativa tanto para el reparto de las tareas domésticas como de cuidado. De forma específica, para el reparto doméstico encontramos una Wilks´s λ = .77; χ² (28) = 64.45, p < .001. Por lo que las diferencias entre las medias de las puntuaciones discriminantes de los grupos son significativas. El valor del eigenvalue de la función discriminante significativa es de .18. La correlación canónica de la función es de .40, lo que indica que la proporción de variabilidad total de las puntuaciones discriminantes atribuible a las diferencias entre grupos es del 16%, por lo que las variables de género estudiadas son útiles para la diferenciación intergrupal.

La contribución de cada variable a la función discriminante la podemos comprobar observando las correlaciones entre los valores de la función discriminante y dichas variables (ver Tabla 3). Las variables incluidas en la misma son roles de género (.68) y percepción de injusticia (-.57).

 

 

Los datos muestran que en el grupo de reparto igualitario (50/50) el porcentaje de casos correctamente clasificados es del 50%, en el grupo en el que lo realiza todo el hombre es del 60%, en el grupo de 70/30 es del 36,4%, en el grupo de 30/70 encontramos un 28%, y en el último grupo (cuando la mujer realiza el 100% de las tareas) encontramos un 39%. En términos generales, en un total de 253 sujetos un 36,5% de ellos fueron correctamente clasificados.

En relación a las tareas de cuidado encontramos igualmente una Wilks´s λ significativa (.84); χ² (28) = 43.15, p < .05, siendo la correlación canónica de .30. Por tanto, un 9% del total de la varianza en la función discriminante es explicado por las diferencias entre los grupos. En este caso es la variable conciencia de género la que más contribuye a la eficacia de la función discriminante (.71). El eigenvalue de la primera función discriminante significativa es de .09. Los datos sobre los casos correctamente clasificados nos muestran que un 33% de ellos fueron clasificados correctamente. En concreto, en el grupo de reparto igualitario (50/50) el porcentaje de casos correctamente clasificados es de 34%, en el grupo en el que lo realiza todo el hombre es de 60%, en el grupo de 70/30 es de 50%, en el de 30/70 encontramos un 21%, y en el último grupo (cuando ella realiza el 100% de las tareas) es de un 59%.

Para una mayor precisión en el pronóstico de cada variable y ver el orden y peso de cada una de ellas, así como concretar la diferenciación por sexos, se procede a un análisis de regresión por pasos en hombres y mujeres.

Predictores de la Participación Parental

El análisis de regresión por pasos (ver Tabla 4) nos muestra que para los hombres las variables que resultaron significativas en la predicción de la participación paternal fueron las normas de estatus, trabajo emocional y conciencia de género. Concretamente, la norma de estatus sería el predictor más importante en el cuidado y atención de niños (responsabilidad) (β = -.24, t = 2.43, p < .01, R2 ajustada = .05), mientras que la conciencia de género (β = -.21, t = 2.36, p < .05, R2 ajustada = .13) y el trabajo emocional (β = .36, t = - 3.99, p < .001) serían los mejores predictores de la accesibilidad, siendo éste último el único predictor de las tareas domésticas (β = .32, t = -3.03, p .01). En cambio, en las mujeres el modelo fue significativo sólo para las variables de accesibilidad, F (1,112) = 5.05, p < .05, R2 ajustada = .03, y las tareas domésticas, F (1, 88) = 4,45, p < .05, R2 ajustada = .04. En el primer caso, accesibilidad, es el horario el mejor predictor (β = .20, t = 2.24, p < .05), mientras que para las tareas domésticas es el ingreso familiar la variable predictora más significativa ( β = .22, t = 2.11, p < .05).

 

 

Discusión

La necesidad de estudiar de forma independiente la participación en las tareas domésticas de las tareas de cuidado era uno de los objetivos de este estudio, siguiendo la línea planteada por Deutsch et al. (1993). Incluir la realización de las tareas domésticas como una variable más de la participación parental, y no reducir ésta a las tareas de cuidado de los niños y en muestras de hombres exclusivamente, tal y como han hecho otros autores (ver Gaunt, 2005; McBride et al., 2005), es otra de las ventajas de esta investigación. Asimismo, este estudio introduce algunas variables hasta ahora apenas consideradas conjuntamente, tales como el trabajo emocional, la ideología masculina, la percepción de injusticia, la conciencia de género y el neosexismo, lo cual constituye una de las aportaciones novedosas de este trabajo.

Como planteábamos en la primera hipótesis, los hombres mantienen una ideología masculina y unos roles de género más tradicionales (Levant et al., 1992) que las mujeres, así como una mayor nivel de neosexismo, mientras que éstas, con una carga emocional mayor, tal y como Erickson (2005) halló, perciben en mayor medida la injusticia en la distribución de los roles y tienen una mayor conciencia de género. En realidad, si los hombres, de acuerdo con varios estudios (Henderson- King & Stewart, 1994; Sinn, 1997; Tougas et al., 1995; Wade & Brittan-Powell, 2001), puntúan más en las normas de masculinidad, roles y neosexismo, también deberían mostrar actitudes más negativas hacia la igualdad de género, y por tanto tendrían menos conciencia de género que las mujeres. Sin embargo justamente esta última variable, ha sido la única, junto a accesibilidad, en la que no se han encontrado diferencias significativas entre ambos.

Por otra parte, comprobamos que la puntuación en tareas domésticas es bastante alta (cerca de la puntuación máxima de la escala), es decir, tanto hombres como mujeres coinciden en que la realización de las tareas domésticas las realiza casi siempre ella (conforme se aproximaba a la puntuación tres de la escala significaba que la mayor parte de las tareas son realizadas por ella), mientras que en el cuidado de los niños, al ser la puntuación más baja (cerca de la mitad de la escala), se percibe que tanto hombres como mujeres dedican tiempos parecidos a dicho cuidado.

En relación al análisis sobre las diferencias intergrupales en la distribución de tareas a partir de las variables psicosociales de género encontramos que, mientras en las tareas domésticas los roles de género y la percepción de injusticia son las variables con mayor capacidad explicativa de las diferencias grupales (grupos creados a partir de la mayor o menor participación; compuestos por ambos géneros), en las tareas de cuidado es la conciencia de género la variable más eficaz para discriminar entre los diferentes grupos. Quizá, hombres y mujeres para dedicar más o menos tiempo a las tareas de cuidado necesitan un nivel determinado de conciencia de género, mientras que para participar más en las tareas domésticas se precisaría un bajo nivel de tradicionalismo en los roles de género y una mayor percepción de injusticia.

Los datos en relación a la segunda hipótesis planteada nos muestran que efectivamente las variables psicosociales de género (norma de estatus para responsabilidad, conciencia de género y trabajo emocional para accesibilidad, y trabajo emocional para las tareas domésticas) son mejores predictores de la participación paternal que las sociolaborales, mientras que para las mujeres son éstas últimas las más explicativas de dicha participación, cumpliéndose así sólo parte de dicha hipótesis. Es decir, el modelo de recursos económicos, según el cual la distribución de las tareas domésticas es el resultado del poder del hombre en cuanto a su nivel de ingresos, se ha cumplido sólo para las mujeres, ya que para éstas el nivel de ingresos familiar es la variable más significativa para la realización de las tareas domésticas. Concretamente, cuando los ingresos son más elevados la percepción de la distribución de las tareas por parte de la pareja muestra que es la mujer quien se atribuye una mayor realización de éstas. Mientras que la flexibilidad en el horario es lo más significativo para la disponibilidad de las mujeres en el cuidado de los niños en tareas puntuales como las reuniones del colegio o llevarles al médico (accesibilidad). Este último resultado coincide con el encontrado por otros estudios, en el sentido de que el número de horas de trabajo de la madre fuera de casa estaría relacionado con la participación parental (Erickson, 2005; Gaunt, 2005).

Como conclusión creemos importante señalar que el trabajo emocional ha sido una variable importante a considerar en este estudio, por ser una gran desconocida en el tema analizado y por las aportaciones que su análisis nos ha facilitado. Ya en el análisis de correlaciones aparecía un dato significativo, su relación positiva y significativa con las dimensiones de participación parental, conciencia de género y percepción de injusticia, y negativa con variables como la ideología masculina, roles de género y neosexismo, pero sólo en el caso de los hombres. Un dato que nos ofrece una valiosa información para continuar esta línea de investigación e indicar qué cambios deben producirse al respecto para conseguir la deseada igualdad en las relaciones de género.

Limitaciones del Estudio

Una de las limitaciones de este estudio es la caracterización de la muestra, ya que se trata de parejas de doble ingreso, para próximas investigaciones se debería ampliar a parejas de doble carrera y a parejas con un solo ingreso. Por otra parte, se debería seguir investigando sobre la dimensión de responsabilidad en el caso de las mujeres, ya que no ha podido explicarse por las variables hasta ahora analizadas. Una posible explicación a este último dato para investigar es que las mujeres, independientemente de su ideología de género, continúan siendo las principales responsables de la organización familiar, y sólo cuando el trabajo fuera de casa no les permite la realización de las tareas domésticas y de cuidado es la pareja quien se hace cargo de ellas en mayor medida.

Al observar el bajo poder predictivo de algunas variables, aunque se han encontrando similares resultados en la mayoría de los estudios al respecto, se deduce que habría que completar el modelo con nuevos elementos y análisis estadísticos.

 

Referencias

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Received 30/07/2008
Accepted 24/12/2008

 

 

Consuelo Paterna. Profesora titular interina de psicología social de la Universidad de Murcia. Miembro del Grupo de Investigación de Psicología Social Aplicada (Gipsa).
Maria Del Carmen Martínez Martínez. Profesora titular de Psicología de los grupos. Directora de la Unidad de Género de la Facultad de Psicología de la Universidad de Murcia. Perteneciente al Gipsa.

¹ Dirección: Universidad de Murcia, Facultad de Psicología, Campus Universitario de Espinardo, 30100, Murcia, España. E-mail: pater@um.es
² Esta investigación ha sido realizada dentro del proyecto (SEJ2004- 07235/Psic) financiado por el Ministerio de Educación, Política Social y Deporte (MEC).