Desigualdad de ingresos y tiempo libre en Chile: una aproximación descriptiva
Income inequality and free time in Chile: a descriptive approach
Fecha de recepción: agosto de 2019 / Fecha de aprobación: diciembre de 2019
Daniel Fredes García1
Resumen
En base a los datos proporcionados por la Encuesta Nacional sobre Uso del Tiempo 2015, se analiza si el nivel socioeconómico de las personas está asociado a distintas cantidades y usos del tiempo libre, en Chile. Así, mediante análisis factoriales de covarianza (ANCOVA), controlando por sexo, tramos de edad y situación ocupacional, se logró corroborar que a mayor nivel socioeconómico hay también una mayor disposición de tiempo libre, pero no así, la existencia de diferentes usos del tiempo libre. En promedio, las personas pertenecientes al nivel socioeconómico más alto (quintil 5) tienen un 20% más de tiempo libre que las personas pertenecientes al nivel socioeconómico más bajo (quintil 1). Estos hallazgos resaltan la importancia de continuar ampliando y profundizando esta temática de investigación en Chile.
Palabras clave: tiempo libre, ocio, uso del tiempo, desigualdad.
Abstract
Based on the data provided by the National Survey of Time Use 2015, it is analyzed whether the socioeconomic level of people is associated with different amounts and uses of free time, in Chile. Thus, through factorials analysis of covariance (ANCOVA), controlling for sex, age groups and occupational situation, it was possible to confirm that at a higher socioeconomic level there is also a greater disposition of free time, but not, the existence of different time use. On average, people of to the highest socioeconomic level (quintile 5) have 20% more free time than people of the lowest socioeconomic level (quintile 1). These findings highlight the importance of continuing to expand and deepen this research theme in Chile.
Keywords: free time, leisure, time use, inequality.
Introducción
Chile se destaca a nivel internacional por poseer altos niveles de desigualdad de ingresos (OECD, 2017). Esto se ha vinculado a dimensiones tales como educación, salud, trabajo, vivienda, seguridad, comportamientos políticos, prácticas de consumo e incluso a diversos aspectos de la vida privada (p. ej., sexualidad y afectividad) (Fuentes, 2008: 18-19). Sin embargo, en Chile son pocos los estudios que han abordado la desigualdad desde el punto de vista de los usos del tiempo. Si bien en 2015 se realizó la primera encuesta nacional sobre uso del tiempo, sus datos han sido escasamente analizados a la fecha.
Aunque no existe consenso académico en torno a conceptos y medidas en torno al uso del tiempo y su distribución desigual, numerosos estudios internacionales sobre la temática han dado cuenta de la relevancia de la dimensión temporal de la desigualdad (Hormiga-Sánchez, y otros, 2016; Kalenkoski & Hamrick, 2013; Chatzitheochari & Arber, 2012; Ribeiro & Marinho, 2012; Gómez & Riveiro, 2012; Instituto Andaluz de la Mujer, 2010; Kalenkoski, Hamrick, & Andrews, 2011; Wang, Kao, Huan, & Wu, 2011; Aguirre, García, & Carrasco, 2005; Damián, 2005; Warren, 2003).
Así, los estudios de la denominada ‘pobreza de tiempo’ han subrayado que el tiempo es una fuente de bienestar irreductible a cantidades de dinero o ingresos, por lo que debe ser medida de forma distinta a los tradicionales indicadores de pobreza por ingreso (Williams, Masuda, & Tallis, 2016; Damián, 2003). El hallazgo principal de estos estudios es que, si bien dos hogares pueden percibir igual cantidad de ingresos, si la cantidad de tiempo que deben dedicar al trabajo remunerado es sustantivamente diferente, sus niveles de bienestar no serán iguales (Ribeiro & Marinho, 2012; Kalenkoski, Hamrick, & Andrews, 2011; Damián, 2005). A nivel específico, estudios han demostrado la asociación existente entre pobreza de tiempo y diversas variables de calidad de vida, tales como hábitos alimenticios, actividad física, salud y satisfacción con la vida (Hormiga-Sánchez, y otros, 2016; Kalenkoski & Hamrick, 2013; Wang, Kao, Huan, & Wu, 2011).
Por otra parte, estudios dirigidos hacia la comprensión de los patrones de desigualdad en los usos del tiempo, han relevado que estos difieren significativamente de acuerdo con la clase social, género, situación ocupacional y edad de los individuos (Chatzitheochari & Arber, 2012; Gómez & Riveiro, 2012; Instituto Andaluz de la Mujer, 2010; Aguirre, García, & Carrasco, 2005; Warren, 2003).
Dada la brecha de conocimiento existente en Chile respecto del tiempo libre y su uso, junto a la evidencia internacional acumulada que lo releva como un activo asociado a una mejor calidad de vida, es relevante, para las ciencias sociales y las políticas públicas, profundizar en el análisis de la distribución del tiempo libre y su uso en Chile.
De esta manera, haciendo uso de los datos de la Encuesta Nacional sobre Uso del Tiempo 2015 (ENUT 2015), el presente artículo persigue contribuir en la profundización del estudio de las desigualdades en los usos del tiempo en Chile. Particularmente, se analiza si el nivel socioeconómico de las personas está asociado a distintas cantidades y usos del tiempo libre. Las hipótesis del estudio fueron las siguientes:
- H1: A mayor ingreso hay mayor disposición de tiempo libre, controlando por sexo, tramos de edad y situación ocupacional.
- H2: La desigualdad de ingresos está asociada a distintos usos del tiempo libre, controlando por sexo, tramos de edad y situación ocupacional.
A su vez, la hipótesis 2 fue desagregada en el siguiente set de hipótesis particulares:
- h2a: A mayor ingreso hay menor proporción de tiempo libre utilizado en vida social, controlando por sexo, tramos de edad y situación ocupacional.
- h2b: A mayor ingreso existe mayor proporción de tiempo libre utilizado en asistencia a eventos, controlando por sexo, tramos de edad y situación ocupacional.
- h2c: A mayor ingreso existe mayor proporción de tiempo libre utilizado en juegos y aficiones, controlando por sexo, tramos de edad y situación ocupacional.
- h2d: A mayor ingreso existe mayor proporción de tiempo libre utilizado en deportes, controlando por sexo, tramos de edad y situación ocupacional.
- h2e: A mayor ingreso existe menor proporción de tiempo libre utilizado en medios de comunicación, controlando por sexo, tramos de edad y situación ocupacional.
Mediante la implementación de análisis factoriales de covarianza (ANCOVA), controlando por sexo, tramos de edad y situación ocupacional, se logró corroborar que a mayor nivel socioeconómico hay también una mayor disposición de tiempo libre, pero no así, la existencia de diferentes usos del tiempo libre. En promedio, las personas pertenecientes al nivel socioeconómico más alto (quintil 5) tienen un 20% más de tiempo libre que las personas pertenecientes al nivel socioeconómico más bajo (quintil 1). Estos hallazgos resaltan la importancia de continuar ampliando y profundizando esta temática de investigación en Chile.
El texto se organiza de la siguiente manera. Primero, se da cuenta de las características técnicas de la encuesta analizada, describiéndose la muestra, variables dependientes e independientes utilizadas, como también los procedimientos de análisis realizados. Posteriormente, se presentan los resultados y finalmente, las conclusiones del artículo.
Datos y métodos
Descripción de la muestra
Los datos analizados corresponden a la Encuesta Nacional de Uso del Tiempo 2015 (ENUT 2015), realizada por Instituto Nacional de Estadísticas (INE) entre el 21 de septiembre y 13 de diciembre del año 2015 (INE, 2016).
La población objetivo de ENUT 2015 corresponde a las personas con 12 años de edad, que cumplen con condiciones físicas y mentales aptas para responder el cuestionario aplicado. Y que, además, residen en viviendas particulares ocupadas y que se encuentren disponibles durante el periodo de levantamiento, considerando sólo a los habitantes de áreas urbanas ubicadas al interior de las 118 comunas que concentran el 85% de la población nacional (INE, 2016).
La técnica de muestreo corresponde a un diseño probabilístico, estratificado proporcional y bietápico (manzana y vivienda)2. Además, en la planificación del trabajo de campo, se balancearon las quincenas de levantamiento y los periodos de referencia en base a los cuales el cuestionario es aplicado. Es importante destacar que, de dado el carácter complejo de la muestra y acuerdo con las recomendaciones del organismo a cargo de la encuesta, las estimaciones realizadas se efectuaron ajustando por el efecto diseño de la muestra y ponderando por el factor de expansión calculado por INE (2016).
Bajo los criterios anteriormente señalados, INE calculó una muestra de 11.623 viviendas, con un agregado de 3.689 viviendas como sobremuestra. Se logró realizar efectivamente el 90% de la muestra calculada, obteniendo un total de 10.502 viviendas encuestadas. Así, el error estándar a nivel nacional asciende a 0,55, con un intervalo de confianza bilateral de 95% (INE, 2016).
Por lo tanto, es posible afirmar que la ENUT 2015 cumple adecuadamente con estándares de calidad estadística relativos a la muestra diseñada y obtenida.
Por último, se presentan datos sociodemográficos generales para describir las características de la muestra analizada.
Como se puede observar en el Gráfico 1, la edad promedio es 36,08 años, con una desviación estándar de 22,30. Al respecto, es preciso aclarar que la ENUT 2015 captura datos sociodemográficos de todos los integrantes las viviendas encuestadas, pero que sólo mide datos sobre uso del tiempo en la población con 12 años o más –representado por una línea roja en el Gráfico 1.
Gráfico 1. Histograma de edad
Nota: N ponderado.
Fuente: Elaboración propia en base a ENUT 2015.
En el Gráfico 2, se muestra la distribución por sexo de la muestra, estando compuesta por un 51% de mujeres y un 49% de hombres.
Gráfico 2. Distribución por sexo
Nota: N ponderado.
Fuente: Elaboración en base a ENUT 2015.
En el Gráfico 3, se puede observar que la cantidad de años de escolaridad promedio es 9,67, es decir, por debajo de la escolaridad obligatoria en Chile (12 años). La desviación estándar es 5,34.
Gráfico 3. Histograma de años de escolaridad
Nota: N ponderado.
Fuente: Elaboración propia en base a ENUT 2015.
Descripción de variables
Como variables dependientes se utilizaron las variables: ‘Tiempo libre en día tipo’, ‘Proporción de tiempo libre utilizado en vida social’, ‘Proporción de tiempo libre utilizado en asistencia a eventos’, ‘Proporción de tiempo libre utilizado en juegos y aficiones’, ‘Proporción de tiempo libre utilizado en deportes’ y ‘Proporción de tiempo libre utilizado en medios de comunicación’.
Dado que el foco de interés de la ENUT 2015 estuvo puesto en estimar la carga global de trabajo de la población y que el concepto de ‘tiempo libre’ empleado en este estudio es más específico que el de ‘actividades personales’ utilizado por el INE3, se tuvo que calcular directamente todas las variables dependientes anteriormente mencionadas.
A continuación, se describen los procedimientos aplicados y posteriormente, en la Tabla 1, se muestran sus estadísticos descriptivos.
El ‘día tipo’ es un constructo ideal compuesto por la suma del valor ponderado por 0,714 (5/7) del individuo i en la variable X1, y del valor ponderado por 0,286 (2/7) del individuo i en la variable X2. Donde, tanto X1 como X2 miden el mismo uso del tiempo, pero con distintos periodos de referencia, teniendo X1 como periodo de referencia un día de semana (que puede variar desde lunes a viernes) y X2, un día de fin de semana (que puede variar desde sábado a domingo) (INE, 2016).
Así, la variable dependiente ‘Tiempo libre en día tipo’ corresponde a la suma de tiempos en un día tipo usados en: a) conversar y/o compartir con familiares, pareja o amigos/as durante el tiempo libre; b) ir al cine, museo, teatro, concierto, exposiciones de arte, danza, etc.; c) asistir a celebraciones cívicas o religiosas; d) ir a un evento deportivo a un estado u otro recinto; e) tocar un instrumento musical, pintar, dibujar, bailar, cantar, escribir algún texto literario fuera del trabajo o estudios (sin remuneración); f) jugar juegos de mesa, cartas o videojuegos; g) practicar algún deporte o hacer ejercicio físico; h) leer diarios, libros y/o revistas; i) ver televisión; j) escuchar radio u otros medios de audio; y k) utilizar el computador para consultar información y navegar por internet (no por trabajo ni estudio).
La variable dependiente ‘Proporción de tiempo libre utilizado en vida social’ corresponde a la proporción de tiempo registrado para el individuo i, en un día tipo, en las actividades categorizadas como ‘vida social’ -punto a) en el listado de variables incluidas en cálculo de ‘Tiempo libre en día tipo’- sobre el ‘Tiempo libre en día tipo’, registrado para el individuo i.
La variable dependiente ‘Proporción de tiempo libre utilizado en asistencia a eventos’ corresponde a la proporción de tiempo registrado para el individuo i, en un día tipo, en las actividades categorizadas como ‘asistencia a eventos’ –puntos b), c) y d) en el listado de variables incluidas en cálculo de ‘Tiempo libre en día tipo’– sobre el ‘Tiempo libre en día tipo’, registrado para el individuo i.
La variable dependiente ‘Proporción de tiempo libre utilizado en juegos y aficiones’ corresponde a la proporción de tiempo registrado para el individuo i, en un día tipo, en las actividades categorizadas como ‘juegos y aficiones’ –puntos e) y f) en el listado de variables incluidas en cálculo de ‘Tiempo libre en día tipo’– sobre el ‘Tiempo libre en día tipo’, registrado para el individuo i.
La variable dependiente ‘Proporción de tiempo libre utilizado en deportes’ corresponde a la proporción de tiempo registrado para el individuo i, en un día tipo, en las actividades categorizadas como ‘deportes’ –punto g) en el listado de variables incluidas en cálculo de ‘Tiempo libre en día tipo’– sobre el ‘Tiempo libre en día tipo’, registrado para el individuo i.
Y la variable dependiente ‘Proporción de tiempo libre utilizado en medios de comunicación’ corresponde a la proporción de tiempo registrado para el individuo i, en un día tipo, en las actividades categorizadas como ‘uso de medios de comunicación’ –puntos h), i), j) y k) en el listado de variables incluidas en cálculo de ‘Tiempo libre en día tipo’– sobre el ‘Tiempo libre en día tipo’, registrado para el individuo i.
Dado que el cuestionario fue administrado en papel y que los individuos entrevistados no son, por lo general, capaces de informar con precisión la cantidad de tiempo utilizado en cada actividad consultada, las variables dependientes poseen inevitablemente error de medición. Esto se evidencia en que 425 casos (2% de los casos válidos) presentaron valores por sobre 24 horas en la variable ‘Tiempo libre en día tipo’. Se decidió dejar fuera de los análisis dichos casos, no obstante, el error de medición mencionado anteriormente permanece en los casos incluidos en el análisis.
En la Tabla 1, se observa que el ‘tiempo libre en día tipo’ promedio es de 7,98 horas, con una desviación estándar de 0,06. Los usos de este tiempo libre promedio se jerarquizan, de mayor proporción a menos proporción de tiempo libre utilizado, de la siguiente manera: uso de medios de comunicación, vida social, asistencia a eventos, juegos y aficiones, y deportes.
Tabla 1. Definición de variables dependientes.
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Variable
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Rangos
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Descriptivos
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Tiempo libre en día tipo |
Desde 0 hasta 24 |
Media: 7,981 Error estándar: 0,055 |
|
Proporción de tiempo libre utilizado en vida social |
Desde 0 hasta 1 |
Media: 0,332 Error estándar: 0,003 |
|
Proporción de tiempo libre utilizado en asistencia a eventos |
Desde 0 hasta 1 |
Media: 0,143 Error estándar: 0,004 |
|
Proporción de tiempo libre utilizado en juegos y aficiones |
Desde 0 hasta 1 |
Media: 0,129 Error estándar: 0,002 |
|
Proporción de tiempo libre utilizado en deportes |
Desde 0 hasta 1 |
Media: 0,115 Error estándar: 0,002 |
|
Proporción de tiempo libre utilizado en medios de comunicación |
Desde 0 hasta 1 |
Media: 0,620 Error estándar: 0,003 |
Nota: N ponderado.
Fuente: Elaboración propia en base a ENUT 2015.
Por otro lado, las variables independientes analizadas fueron: quintil de ingreso autónomo per cápita del hogar4, sexo, tramos de edad y situación ocupacional. La variable independiente de interés fue quintil de ingreso autónomo per cápita del hogar, mientras que las restantes fueron definidas como variables de control o covariables. La selección de las variables control se realizó en base a la literatura previa disponible (INE, 2016b; Chatzitheochari & Arber, 2012; Gómez & Riveiro, 2012; Instituto Andaluz de la Mujer, 2010; Aguirre, García, & Carrasco, 2005; Warren, 2003).
En la Tabla 2 se pueden observar la distribución porcentual de cada una de las variables dependientes –se omite la variable ‘sexo’, pues ya fue presentada anteriormente–.
Tabla 2. Definición de variables independientes.
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Variable
|
Distribución porcentual
|
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Quintil de ingreso autónomo per cápita del hogar |
Quintil 1: 20,1% Quintil 2: 22,2% Quintil 3: 20,3% Quintil 4: 20,1% Quintil 5: 17,4% |
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Tramos de edad |
De 12 a 24 años: 22,6% De 25 a 45 años: 33,3% De 46 años a 65 años: 30,3% 66 años y más: 13,8% |
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Situación ocupacional |
Ocupada: 61,4% Desocupada: 4,1% Inactiva: 34,5% ---------------------------------------- Menores de 15 años: 4,9% (casos perdidos) |
Nota: N ponderado.
Fuente: Elaboración propia en base a ENUT 2015.
Respecto de la distribución porcentual de las variables independientes, se observa que su distribución es balanceada, exceptuando la variable situación ocupacional. Sin embargo, todas las categorías de respuesta de las variables independientes poseen una cantidad de casos suficientes para realizar los análisis posteriores.
Descripción de las técnicas y procedimientos de análisis
Las hipótesis de investigación fueron evaluadas mediante la estimación de seis Modelos factoriales de análisis de varianza, controlando por covariables (ANCOVA) –para detalles sobre la técnica de análisis estadístico aplicado, consultar Randolph (2013)–5. En la Tabla 3, se especifican los 6 pares de modelos ANCOVA contrastados. El procedimiento de contrastación contó con los siguientes pasos:
(1) Estimar un modelo con la variable independiente ‘quintil de ingreso’ y una de las variables dependientes de la Tabla 1 (Modelos A en Tabla 3);
(2) Evaluar si se acepta o rechaza la hipótesis nula con relación al factor de interés, a un nivel de confianza de 95% (α = 0,05). Si se acepta la hipótesis nula, se salta al paso 5. En caso contrario, se continua con el siguiente paso;
(3) Estimar un modelo con la variable independiente ‘quintil de ingreso’, el set de covariables y la misma variable dependiente ocupada en el paso 1 (Modelos B en Tabla 3);
(4) Evaluar si se acepta o rechaza la hipótesis nula con relación al factor de interés, a un nivel de confianza de 95% (α = 0,05). Si se rechaza la hipótesis nula, se estiman las medias, error estándar e intervalos de confianza para cada quintil de ingreso;
(5) Relacionar los resultados del análisis con las hipótesis de investigación y elaborar conclusiones sustantivas.
Tabla 3. Especificación de Modelos ANCOVA construidos.
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Modelos A
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Modelos B
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(1) |
Variable dependiente: Tiempo libre en día tipo. Variable independiente: Quintil de ingreso autónomo per cápita del hogar. |
Variable dependiente e independiente igual a Modelo 1A. Variables control: Sexo, Tramos de edad y Situación ocupacional. |
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(2) |
Variable dependiente: Proporción de tiempo libre utilizado en vida social. Variable independiente: Quintil de ingreso autónomo per cápita del hogar. |
Variable dependiente e independiente igual a Modelo 2A. Variables control: Sexo, Tramos de edad y Situación ocupacional. |
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(3) |
Variable dependiente: Proporción de tiempo libre utilizado en asistencia a eventos. Variable independiente: Quintil de ingreso autónomo per cápita del hogar. |
Variable dependiente e independiente igual a Modelo 3A. Variables control: Sexo, Tramos de edad y Situación ocupacional. |
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(4) |
Variable dependiente: Proporción de tiempo libre utilizado en juegos y aficiones. Variable independiente: Quintil de ingreso autónomo per cápita del hogar. |
Variable dependiente e independiente igual a Modelo 4A. Variables control: Sexo, Tramos de edad y Situación ocupacional. |
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(5) |
Variable dependiente: Proporción de tiempo libre utilizado en deportes. Variable independiente: Quintil de ingreso autónomo per cápita del hogar. |
Variable dependiente e independiente igual a Modelo 5A. Variables control: Sexo, Tramos de edad y Situación ocupacional. |
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(6) |
Variable dependiente: Proporción de tiempo libre utilizado en medios de comunicación. Variable independiente: Quintil de ingreso autónomo per cápita del hogar. |
Variable dependiente e independiente igual a Modelo 6A. Variables control: Sexo, Tramos de edad y Situación ocupacional. |
Fuente: Elaboración propia.
Resultados
En la Tabla 4 se presentan sintéticamente los resultados de los modelos ANCOVA construidos para evaluar las hipótesis de investigación.
Para evaluar la Hipótesis 1 sobre que a mayor ingreso hay mayor disposición de tiempo libre, controlando por sexo, tramos de edad y situación ocupacional, se estimaron los modelos 1A y 1B.
En el modelo 1A fue rechazada la hipótesis nula referida al factor de interés, con un nivel de confianza de 95%. Así, se constata que las medias de las poblaciones definidas por la variable independiente de interés, ‘Quintil de ingreso’, son distintas.
Luego, en el modelo 1B también fue rechazada la hipótesis nula referida al factor de interés, con un nivel de confianza de 95%. Así, se constata que las medias de las poblaciones definidas por la variable independiente de interés, ‘Quintil de ingreso’, permanecen distintas luego de controlar por sexo, tramos de edad y situación ocupacional.
En otro aspecto de los modelos 1A y 1B, se obtuvo un R cuadrado de 0,004 y 0,44. Esto informa sobre dos elementos: a) las variables de control aumentan de manera importante la varianza explicada por el modelo, lo que realza la validez del hallazgo descrito anteriormente; y b) aun controlando permanece una importante proporción de varianza no explicada, por lo tanto, se supone la existencia de otras variables asociadas a la variable dependiente ‘Tiempo libre en día tipo’.
Luego, para evaluar la dirección de la asociación encontrada, se analizaron las medias, error estándar e intervalos de confianza estimados por el modelo 1B (Ver Tabla 5), concluyendo que a mayor ingreso también existe una mayor disposición de tiempo libre, aún después de controlar por las diferencias entre hombres y mujeres, grupos de edad y situación ocupacional. En promedio, las personas pertenecientes al quintil 5 tienen un 20% más de tiempo libre que las personas pertenecientes al quintil 1. Por lo tanto, se evalúa como aceptada la Hipótesis de investigación 1.
Para evaluar la Hipótesis 2 sobre que la desigualdad de ingresos está asociada a distintos usos del tiempo libre, controlando por sexo, tramos de edad y situación ocupacional, se estimaron modelos respecto de la proporción de tiempo libre empleado en vida social (2A), asistencia a eventos (3A), juegos de azar y aficiones (4A y 4B), deportes (5A) y medios de comunicación (6A). Cada uno de los modelos fue enfocado a evaluar las cinco hipótesis parciales que se desprenden de la Hipótesis 2.
Tabla 4. Efectos en los Modelos ANCOVA construidos.
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Modelo corregido
|
Intercepto
|
Quintil de ingreso
|
|
(1A) |
W.F = 6,710 Sig. = 0,000 |
W.F = 21482,632 Sig. = 0,000 |
W.F = 6,710 Sig. = 0,000 |
|
(1B) |
W.F = 75,045 Sig. = 0,000 |
W.F = 1831,302 Sig. = 0,000 |
W.F = 18,092 Sig. = 0,000 |
|
(2A) |
W.F = 0,711 Sig. = 0,585 |
W.F = 12157,487 Sig. = 0,000 |
W.F = 0,711 Sig. = 0,585 |
|
(3A) |
W.F = 1,338 Sig. = 0,256 |
W.F = 1598,383 Sig. = 0,000 |
W.F = 1,338 Sig. = 0,256 |
|
(4A) |
W.F = 3,722 Sig. = 0,006 |
W.F = 3951,185 Sig. = 0,000 |
W.F = 3,722 Sig. = 0,006 |
|
(4B) |
W.F = 6,761 Sig. = 0,000 |
W.F = 231,393 Sig. = 0,000 |
W.F = 0,982 Sig. = 0,418 |
|
(5A) |
W.F = 1,656 Sig. = 0,161 |
W.F = 4800,202 Sig. = 0,000 |
W.F = 1,656 Sig. = 0,161 |
|
(6A) |
W.F = 1,882 Sig. = 0,114 |
W.F = 10396,669 Sig. = 0,000 |
W.F = 1,882 Sig. = 0,114 |
|
Sexo
|
Tramos de edad
|
Situación ocupacional
|
R cuadrado
|
(1A) |
--- |
--- |
--- |
0,004 |
(1B) |
W.F = 18,349 Sig. = 0,000 |
W.F = 289,781 Sig. = 0,000 |
W.F = 171,342 Sig. = 0,000 |
0,44 |
(2A) |
--- |
--- |
--- |
0,000 |
(3A) |
--- |
--- |
--- |
0,005 |
(4A) |
--- |
--- |
--- |
0,005 |
(4B) |
W.F = 0,751 Sig. =0,000 |
W.F = 0,751 Sig. = 0,387 |
W.F = 30,271 Sig. = 0,000 |
0,021 |
(5A) |
--- |
--- |
--- |
0,002 |
(6A) |
--- |
--- |
--- |
0,001 |
Nota: N ponderado.
Fuente: Elaboración propia en base a ENUT 2015.
Así, con relación a la Hipótesis 2a sobre que a mayor ingreso hay menor proporción de tiempo libre utilizado en vida social, controlando por sexo, tramos de edad y situación ocupacional, se estimó el modelo 2A.
En el modelo 2A fue aceptada la hipótesis nula referida al factor de interés, con un nivel de confianza de 95%. Así, se constata que las proporciones de tiempo libre utilizado en la vida social en las poblaciones definidas por la variable independiente de interés, ‘Quintil de ingreso’, son iguales.
De acuerdo con el procedimiento descrito en el apartado anterior, se dio por finalizada la evaluación de la Hipótesis 2a, concluyendo su rechazo.
Tabla 5. Estimaciones a partir del modelo 1B.
|
Quintil |
Media |
Error Estándar |
Intervalos de confianza 95%
|
|
|
Inferior
|
Superior
|
|||
|
1 |
7,598 |
0,117 |
7,369 |
7,828 |
|
2 |
7,853 |
0,099 |
7,657 |
8,049 |
|
3 |
7,955 |
0,107 |
7,745 |
8,165 |
|
4 |
8,553 |
0,113 |
8,331 |
8,775 |
|
5 |
9,116 |
0,129 |
8,862 |
9,369 |
Nota: N ponderado.
Fuente: Elaboración propia en base a ENUT 2015.
Relativo a la Hipótesis 2b sobre que a mayor ingreso existe mayor proporción de tiempo libre utilizado en asistencia a eventos, controlando por sexo, tramos de edad y situación ocupacional, se estimó el modelo 3A.
En el modelo 3A fue aceptada la hipótesis nula referida al factor de interés, con un nivel de confianza de 95%. Así, se constata que las proporciones de tiempo libre utilizado en asistencia a eventos en las poblaciones definidas por la variable independiente de interés, ‘Quintil de ingreso’, son iguales.
De acuerdo con el procedimiento descrito en el apartado anterior, se dio por finalizada la evaluación de la Hipótesis 2b, concluyendo su rechazo.
Relacionado con la Hipótesis 2c sobre que a mayor ingreso existe mayor proporción de tiempo libre utilizado en juegos y aficiones, controlando por sexo, tramos de edad y situación ocupacional, se estimaron los modelos 4A y 4B.
En el modelo 4A fue rechazada la hipótesis nula referida al factor de interés, con un nivel de confianza de 95%. Así, se constata que las proporciones de tiempo libre utilizado en juegos y aficiones en las poblaciones definidas por la variable independiente de interés, ‘Quintil de ingreso’, son distintas.
Luego, en el modelo 4B fue aceptada la hipótesis nula referida al factor de interés, con un nivel de confianza de 95%. Así, se constata que las proporciones de tiempo libre utilizado en juegos y aficiones en las poblaciones definidas por la variable independiente de interés, ‘Quintil de ingreso’, no permanecen distintas luego de controlar por sexo, tramos de edad y situación ocupacional. En ese sentido, se observa que, principalmente, las variables ‘Sexo’ y ‘Situación ocupacional’ anulan el efecto principal del factor de interés.
Por lo tanto, se evalúa como rechazada la Hipótesis 2c.
Con relación a la Hipótesis 2d acerca de que a mayor ingreso existe mayor proporción de tiempo libre utilizado en deportes, controlando por sexo, tramos de edad y situación ocupacional, se estimó el modelo 5A.
En el modelo 5A fue aceptada la hipótesis nula referida al factor de interés, con un nivel de confianza de 95%. De esta manera, se dio por rechazada la Hipótesis 2d.
Por último, relativo a la Hipótesis 2e sobre que a mayor ingreso existe menor proporción de tiempo libre utilizado en medios de comunicación, controlando por sexo, tramos de edad y situación ocupacional, se estimó el modelo 6A.
En el modelo 6A también fue aceptada la hipótesis nula sobre el factor de interés, con un nivel de confianza de 95%. Por lo tanto, se dio por rechazada la Hipótesis 2e.
En efecto, dado que las hipótesis parciales 2a, 2b, 2c, 2d y 2e fueron evaluadas como rechazadas, se concluyó que la hipótesis general 2, respecto de que existirían diferencias entre quintiles de ingreso respecto del uso del tiempo libre, debe ser rechazada.
En síntesis, mediante un conjunto de análisis factoriales de análisis de covarianza, controlando por sexo, tramos de edad y situación ocupacional, se ha logrado observar que a mayor nivel socioeconómico hay también una mayor disposición de tiempo libre, pero no así, la existencia de diferentes usos del tiempo libre. En promedio, las personas pertenecientes al quintil 5 (grupo socioeconómico de más altos ingresos) tienen un 20% más de tiempo libre que las personas pertenecientes al quintil 1 (grupo socioeconómico de más bajos ingresos).
Conclusión
Si bien se logró identificar una asociación entre desigualdad de ingresos y tiempo libre, en términos de su cantidad disponible, no se logró hacerlo en cuanto a su relación con distintos usos del tiempo libre. De esta manera, en primer lugar, se logró establecer con claridad que a mayor nivel socioeconómico hay también una mayor disposición de tiempo libre. Sin embargo, dado el error de medición presente en las mediciones empleadas, las estimaciones sobre las cantidades promedios de tiempo libre disponible por quintiles de ingreso (Tabla 5), deben ser consideradas con suma precaución, pues no representan valores precisos.
En segundo lugar, sobre la desigualdad en los usos del tiempo libre es posible plantear que el modo en que éstos son medidos por el cuestionario ENUT 2015 podría estar ocultando las disparidades en sus formas de uso. Relacionado con ello, Gayo, Teitelboim y Méndez (2009), en un estudio sobre los patrones culturales de uso del tiempo libre en Chile, concluyeron que el sistema de distinciones que opera en el campo cultural estaría principalmente dado por diferencias en el cómo se participa del campo cultural, y no tanto por el cuánto se participa en él. Entonces es plausible sostener, generalizando el argumento, que la no identificación de una asociación entre usos del tiempo libre y desigualdad de ingresos en Chile podría estar explicada por el hecho de que la ENUT 2015, se aproxima a los usos del tiempo desde la cuantificación del tiempo empleado en cada tipo de actividad, pero no en su caracterización cualitativa que, siguiendo el argumento de Gayo y sus colegas (2009), sería el modo de diferenciación predominante.
De esta manera, por ejemplo, dos individuos hipotéticos que dedican un cuarto de su tiempo libre (0.25 del tiempo libre disponible) a practicar deportes, aparecerán como personas que usan el tiempo libre del mismo modo a pesar de que uno de ellos practique un deporte de masas, como el fútbol, y el otro realice una práctica deportiva más elitista, como el golf.
Por último, se plantea que los hallazgos presentados en el artículo destacan la importancia de continuar ampliando y profundizando en esta temática de investigación, toda vez que se constata la existencia de desigualdades de tiempo libre y más aún, la literatura internacional ha relacionado este fenómeno con otras problemáticas de interés público, tales como salud, calidad de vida y bienestar (Hormiga-Sánchez, y otros, 2016; Kalenkoski & Hamrick, 2013; Wang, Kao, Huan, & Wu, 2011).
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1 Pertenencia institucional: Universidad Central de Chile. Correo de contacto: fredes.daniel@gmail.com
2 El marco muestral utilizado por el INE fue generado a partir de la cartografía digital obtenida desde el Censo 2002 y su actualización al año 2015, a partir de registros administrativos (INE, 2016).
3 Para el INE (2016a), las actividades personales son todos los usos del tiempo ubicados por fuera de la denominada ‘frontera general de la producción’. Así, las actividades personales incluyen todo lo que no sea trabajo remunerado y no remunerado (trabajo doméstico y voluntariado no remunerado), es decir, tiempo dedicado a: a) cuidados personales y necesidades fisiológicas; b) actividades de educación y aprendizaje; y c) ocio y vida social. En ese sentido, el concepto de ‘tiempo libre’ acuñado en ese estudio se ajusta sólo a las actividades de ocio y vida social.
4 La encuesta posee un módulo de medición de ingresos, a partir del cual se han creado quintiles de ingreso autónomo per cápita del hogar. Al comparar los ingresos promedio y los rangos de cada quintil, con la información proporcionada por la Encuesta Casen 2015, se evidencia que no existen discrepancias mayores.
5 Base de datos y códigos para replicación en formato SPSS, pueden descargarse desde el siguiente enlace: https://www.dropbox.com/sh/hyi25wet2bfytz0/AACPRcUFtvkcU9EAERBe0qm6a?dl=0 .