doi:10.5477/cis/reis.170.35 La pensión pública de jubilación en España: una triple discriminación de género The State Retirement Pension in Spain: A Triple Form of Gender Discrimination Antía Domínguez-Rodríguez, Pilar Zueras y Pau Miret Gamundi Palabras clave Resumen Biografía laboral La investigación profundiza en la triple discriminación de género en la • España transición entre el mercado laboral y la pensión de jubilación. Para ello, • Generación se utilizan dos fuentes de datos: los módulos específicos de la Encuesta • Género de Población Activa en 2006 y 2012 y la Muestra Continua de Vidas • Pensión de jubilación Laborales entre 2004 y 2016. Se construyen las tablas de permanencia en el mercado laboral por edad y años cotizados, según sexo y nivel educativo, utilizando el análisis de Cox. A diferencia de los hombres, las mujeres presentan un alto porcentaje de no vinculación al empleo, una corta carrera laboral con acceso tardío a la pensión (para poder acumular suficientes años de cotización) y una fuerte diferenciación según educación. Se concluye que la discriminación ha disminuido, pero no ha desaparecido. Key words Abstract Work History This study investigates the triple form of gender discrimination that • Spain exists in the transition between the labour market and the state • Generation retirement pension. Two data sources were used: the specific modules • Gender of the Spanish Labour Force Survey from 2006 and 2012 and the • Retirement Pension Spanish Continuous Working Life Sample from between 2004 and 2016. A Cox analysis was used to build tables related to the continued participation in the labour market by age and number of years contributed to the Social Security system, by sex and educational level. It was found that women had a high rate of non-employment, a short working life, with late access to their pension (to be able to have enough years of contribution to the state pension scheme) and were strongly differentiated according to education level, unlike men. It was concluded that discrimination has decreased but has not disappeared. Cómo citar Domínguez-Rodríguez, Antía; Zueras, Pilar y Miret Gamundi, Pau (2020). «La pensión pública de jubilación en España: una triple discriminación de género». Revista Española de Investigaciones Sociológicas, 170: 35-54. (http://dx.doi.org/10.5477/cis/reis.170.35) La versión en inglés de este artículo puede consultarse en http://reis.cis.es Antía Domínguez-Rodríguez: Centre d'Estudis Demogràfics | adominguez@ced.uab.es Pilar Zueras: Centre d'Estudis Demogràfics | pzueras@ced.uab.es Pau Miret Gamundi: Centre d'Estudis Demogràfics | pmiret@ced.uab.cat Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, Abril - Junio 2020, pp. 35-54 36 La pensión pública de jubilación en España: una triple discriminación de género Introducción1 su equidad. Las regulaciones de la mayoría de los sistemas de pensiones europeos es- En España, el derecho a recibir una pensión tán basadas en asunciones normativas sobre pública de jubilación está condicionado por las biografías laborales y las relaciones de una edad legal de jubilación y por haber co- género, desfavoreciendo a los individuos con tizado a la Seguridad Social un mínimo de 15 carreras laborales no estándares (Möhring, años; además, para acceder a una pensión 2018). En España, el acceso a la pensión pú- completa son necesarios un mínimo de años blica de jubilación asume biografías labora- cotizados a jornada completa. Por esto, la les largas, continuas y con jornada completa. trayectoria laboral, su estabilidad y su dura- Los sistemas de pensiones tienen un papel ción son elementos fundamentales para ana- importante en la transferencia de las des- lizar el acceso a la pensión de jubilación. Con igualdades en el mercado laboral. Según su la Reforma de la Ley de 2011 se marca como grado de redistribución, de vinculación a las objetivo para 2027 retrasar la edad legal de carreras laborales y el desarrollo de medidas jubilación de los 65 a los 67 años y aumentar compensatorias, son capaces de moderar la los años cotizados para tener derecho a una relación de las biografías laborales de los in- pensión completa de los 35 a los 37 años. dividuos y sus pensiones (Möhrig, 2015). Igualmente, se aumenta el número de años La brecha de género es una de las princi- sobre los cuales se calculará la base de la pales desigualdades que se presenta de ma- cotización, pasando de 15 a 25 años (Alami- nera transversal en el mercado laboral (Fitze- nos y Ayuso, 2019). Este artículo muestra berger et al., 2004). En España, mientras que que, a pesar del gran cambio generacional al inicio de las vidas laborales hombres y que ha experimentado la mercantilización del mujeres presentan unas tasas de actividad trabajo femenino, actualmente las mujeres similares, con las transiciones hacia la vida españolas tienen un menor acceso a la pen- adulta algunas mujeres abandonan, tempo- sión de jubilación que los hombres y, salvo ral o permanentemente, el mercado laboral, las más instruidas, se jubilan más tarde que ya sea al contraer matrimonio, ser madres o ellos y con una pensión menor. por la necesidad de proporcionar cuidados a A diferencia de otros países europeos algún familiar (Cebrián y Moreno, 2015a; (como Austria, Reino Unido y varios países Zueras et al., 2017). En los últimos años de del este), en España la normativa que deter- carrera laboral, la brecha de género se pre- mina la salida legal del mercado laboral a senta con una jubilación más tardía para las través de la jubilación no distingue por sexo mujeres, que prolongan su vida laboral con (Comisión Europea, 2012). Esto no garantiza el fin de aumentar el número de años cotiza- dos y con ello tener derecho a recibir una pensión o mejorar la cuantía percibida (Radl, 1 Este artículo forma parte de la tesis doctoral de Antía 2013). Así, según datos de Eurostat, aunque Domínguez-Rodríguez, realizada dentro del programa de Demografía de la Universidad Autónoma de Barcelona. hasta 2013 la edad legal de jubilación era los El trabajo se ha realizado en el marco de los proyectos 65 años, las mujeres españolas se jubilaban «Sociodemografía del sistema público de pensiones y con una media de edad de 63,4 años, mien- del cuidado de la población mayor dependiente» (CSO2016-77449-R) y «¿Las personas mayores tendrán tras que los hombres lo hacían a los 61,2 parientes que les podrán cuidar en el futuro? Un estudio (Robert Schuman Foundation, 2018). basado en un Modelo mixto de micro-simulación y Ba- sado en Agentes» (CSO2017-89721-R), programa Juan En las últimas décadas, la sociedad es- de la Cierva (FJCI-2014-22513) y la ayuda para contra- pañola ha experimentado un cambio propi- tos predoctorales para la formación de doctores (BES- ciado principalmente por el aumento del ni- 2014-068591), financiados por el Ministerio de Ciencia, Innovación y Universidades; así como del CERCA Pro- vel educativo y la mayor inserción de la gramme/Generalitat de Catalunya. mujer en el mercado laboral, que ha contri- Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, Abril - Junio 2020, pp. 35-54 Antía Domínguez-Rodríguez, Pilar Zueras y Pau Miret Gamundi 37 buido al acercamiento de las trayectorias cotizados, analizando de manera implícita laborales femenina y masculina (Garrido, las distintas generaciones que arriban a los 1993 y 2010). Esta inflexión se observa prin- últimos años en el mercado laboral entre cipalmente en las generaciones jóvenes, en 2004 y 2016. De manera complementaria, concreto en aquellas a partir del baby boom con los módulos de la EPA de 2006 y 2012 (1960-1975). El remplazo generacional ha examinamos la información retrospectiva so- contribuido a aumentar la tasa de actividad bre la edad a la que comienzan a recibir la entre las mujeres de 16 a 65 años que, según pensión de jubilación por nivel educativo y datos del INE, en la década transcurrida en- por generación. tre 2006 y 2016 se incrementó 5 puntos por- La investigación concluye tres discrimi- centuales, hasta alcanzar el 53,6%, aunque naciones de género en la jubilación cimenta- todavía sensiblemente inferior a la masculina das en la desigualdad en la trayectoria labo- (65,1%). ral: 1) un amplio porcentaje de mujeres se El objetivo del artículo es analizar las di- encuentran fuera del mercado laboral y, por ferencias entre hombres y mujeres en la jubi- tanto, no acceden a la jubilación; 2) un acce- lación, profundizando en las pautas por so tardío a la pensión de la jubilación de la edad, por años cotizados y por nivel educa- mujer y con un menor número de años coti- tivo. La jubilación es la transición entre la zados; y 3) una polarización educativa del actividad laboral y el retiro definitivo del mer- acceso entre las propias mujeres, donde el cado de trabajo: consideramos que esta tie- calendario de aquellas con estudios superio- ne lugar en el momento en que se comienza res se asemeja al de los hombres. a recibir la pensión de jubilación. El análisis comienza a los 50 años, siguiendo el con- Participación laboral y jubilación senso sobre dicha edad tanto en los estudios en España sobre jubilación como en las estadísticas fa- cilitadas por organismos como Eurostat El acceso a una pensión de jubilación está (Radl, 2013). La hipótesis de partida sostiene condicionado por la acumulación de un nú- que la desigualdad entre sexos en la salida mero de años trabajados en el mercado labo- del mercado de trabajo refleja desiguales ral formal, por lo que resulta conveniente la biografías laborales marcadas por la discri- aproximación al fenómeno a través de la pers- minación de género. Este concepto se em- pectiva de curso de vida (Elder et al., 2003; plea aquí no en su vertiente legislativa, sino Blanco, 2011). Es decir, la jubilación, como efectiva, es decir, en el tratamiento desigual última transición de la vida laboral, no puede observado en el mercado de trabajo remune- comprenderse sin considerar el momento y el rado por motivos de género. lugar, las interrelaciones con familiares o las Se emplean dos de las fuentes más im- propias decisiones respecto al mercado labo- portantes en el análisis del mercado laboral: ral a lo largo de su trayectoria vital. Así, las la Muestra Continua de Vidas Laborales recesiones económicas, las situaciones fami- (MCVL) de la Seguridad Social (solo disponi- liares o la estabilidad laboral son algunos de ble para España) y la Encuesta de Población los factores que modelan el calendario de Activa (EPA) en su variante de los módulos transición a la jubilación (Blöndal y Scarpetta, específicos dedicados a la transición a la ju- 1999; Gruber y Wise, 2002). Características bilación. Con los datos de ambas fuentes se más sociodemográficas, como el nivel educa- comparan las pautas de salida entre hom- tivo o la generación de pertenencia, así como bres y mujeres a través del análisis de la his- las oportunidades y circunstancias de ambos toria de acontecimientos. Con la MCVL ob- sexos, también determinan la salida temprana tenemos los resultados sobre los años o tardía del mercado laboral, independiente- Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, Abril - Junio 2020, pp. 35-54 38 La pensión pública de jubilación en España: una triple discriminación de género mente de la edad establecida legalmente. Por ra a través del paro o de una pensión de in- lo que, además del efecto en la transición a la capacidad, utilizadas como puente, o a tra- jubilación, las trayectorias laborales acumulan vés del acceso directo a la prejubilación. Las distintos factores que, a su vez, determinan reformas que se han instaurado desde en- las diferencias entre hombres y mujeres (Crys- tonces han endurecido las condiciones de tal et al., 2016). acceso a la prejubilación y postergado el Las dinámicas demográficas y de merca- acceso a la pensión. En cambio, el análisis do laboral han generado una preocupación de las mujeres es más complicado de deter- político-social sobre el sistema de pensio- minar debido al progresivo aumento de la nes, transformando el discurso hacia una tasa de actividad femenina y al menor efecto promoción del envejecimiento activo a través de la crisis en las mujeres (Dudel et al., 2017). del retraso de la edad legal de jubilación (Gó- La participación laboral femenina no ha pa- mez, 2013; Chuliá et al., 2016). Esta preocu- rado de crecer de manera progresiva desde pación se ha acentuado desde finales de los años setenta, independientemente de los 2000, cuando, a consecuencia de la crisis cambios en el mercado laboral. España está financiera y de la construcción, se dispara el siendo partícipe de un cambio generacional desempleo en la población joven y aumenta de la población favorecido por un aumento el abandono prematuro del mercado laboral del nivel educativo y una mayor mercantiliza- de los mayores de 50 años, que, además, se ción del trabajo femenino. El cambio genera- encuentran con mayores dificultades para cional protagonizado por las españolas invita volver a incorporarse al mismo (Arnal et al., a estudiar la transición a la jubilación de 2013). Las crisis económicas tienen un efec- hombres y mujeres, comprendiéndola desde to sobre la jubilación, aunque este ha cam- una perspectiva longitudinal y de género. biado a raíz de la reforma de la Ley de 2011. Por último, existe un efecto transversal de Mientras en depresiones anteriores, como la la educación a lo largo de toda la trayectoria de los años ochenta, la tendencia fue a un laboral que ejerce una protección frente a las descenso de la participación laboral favore- crisis y adversidades en el mercado laboral cida por un aumento de la prejubilación mas- (Garrido, 2010). Así, un mayor nivel de estu- culina (Bernardi y Garrido, 2006), en la última dios facilita la inserción laboral y aumenta las crisis la actividad no descendió y la salida posibilidades de estabilizarse en el mercado, prematura del mercado laboral fue en forma reduciendo la exposición a la vulnerabilidad. de prestación por desempleo (Miret y Zue- En contraste, las crisis impactan en mayor ras, 2018). medida en la población con un bajo nivel de A consecuencia de los ciclos económi- estudios, expulsándolos en mayor proporción cos, la participación laboral masculina de los del mercado laboral y dificultando su poste- mayores de 50 años de las últimas décadas rior reinserción, aumentando las desigualda- ha experimentado diferentes variaciones. des por nivel educativo. Además, el efecto Tanto la ocupación como la actividad están acumulativo del nivel educativo en la biografía fuertemente influenciadas por los cambios laboral repercute en la salida del mercado la- en el mercado laboral, aunque también afec- boral (Crystal et al., 2016). Así, aunque se tra- tadas por las características sociodemográ- te de un tema ampliamente estudiado, las ficas (Miret y Zueras, 2018). Con la llamada investigaciones se centran principalmente en «reestructuración industrial» de los años los hombres, ya que las mujeres tienen una ochenta, la ocupación masculina con más de menor vinculación con el trabajo remunerado 60 años desciende con el fomento de las po- y unas grandes desigualdades en la tasa de líticas de prejubilación que promovían una participación por nivel educativo (Kuh et al., salida temprana del mercado laboral, ya fue- 1997; Garrido, 2010; Gómez, 2013). Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, Abril - Junio 2020, pp. 35-54 Antía Domínguez-Rodríguez, Pilar Zueras y Pau Miret Gamundi 39 La brecha de género a lo largo Así, en las generaciones más antiguas, la de la vida laboral y la jubilación ocupación de las mujeres seguía una pauta muy marcada por el proceso de formación de El modelo tradicional de familia en España la familia, pauta que no se evidenciaba en los ha estado caracterizado por la división de hombres (Fitzenberger et al., 2004). La tasa roles de género: el hombre como principal de ocupación de las mujeres en edades jóve- trabajador fuera del hogar y sustentador nes disminuía con el matrimonio o el naci- económico y la mujer como trabajadora del miento de los hijos/as, pero volvía a ascender hogar dedicada a los cuidados, con una es- a partir de los 50 años, aunque siempre por casa salida al mercado laboral formal (Ga- debajo de la masculina. No obstante, sigue rrido, 1993; Moreno, 2005). Consecuente- existiendo un porcentaje de mujeres que no mente, existe un mayor porcentaje de regresa al mercado laboral tras una etapa fa- mujeres que de hombres que nunca han miliar de exclusivo cuidado de los hijos (Anxo trabajado fuera del hogar (o por lo menos en et al., 2007), aumentando el porcentaje de el mercado laboral formal). Este porcentaje mujeres que no podrían jubilarse al no cum- disminuye entre las generaciones femeni- plir con los prerrequisitos para hacerlo. nas más recientes: pasa de más de un 40% Estudios longitudinales previos muestran en las cohortes nacidas a principios de el cambio generacional con una mayor in- 1900 a cerca del 30% en las cohortes naci- serción laboral entre las cohortes más jóve- das cuarenta años después. Sin embargo, nes, que ya no entran en el mercado laboral se mantienen todavía lejos de alcanzar el para abandonarlo tras la formación familiar constante y escaso 1% de los hombres (Pé- (Miret y Vidal, 2009). Sin embargo, repunta rez Díaz, 2001). Es decir, aunque se observa el abandono a partir de los 50 años debido un cambio generacional en los comporta- al trabajo de cuidado de personas mayores mientos entre hombres y mujeres en el ho- dependientes, mayoritariamente femenino, gar y el mercado productivo, todavía apare- conllevando en muchas ocasiones que di- ce la brecha de género, manteniéndose la chas mujeres se vean obligadas a reducir su mujer en mayor proporción en el ámbito jornada laboral, o abandonar el empleo, lo doméstico y el hombre en el mercado pro- que implica un conflicto en la conciliación ductivo (Renteria et al., 2017). Por lo que la con repercusiones en el acceso a la pensión primera hipótesis se puede sintetizar de la de jubilación (Zueras et al., 2017). siguiente manera: Así, las interrupciones laborales femeni- H1: La proporción de mujeres que han nas se dan principalmente hacia una inacti- acumulado suficientes años de cotización vidad laboral, pero, además, superan en nú- para ser candidatas a una pensión pública mero a las masculinas (Cebrián y Moreno, de jubilación ha ido aumentando entre 2015b). Esta realidad conlleva el retraso en cohortes, principalmente por el aumento la edad de salida del mercado laboral de las del nivel educativo, aunque la proporción mujeres a la espera de unas mejores pensio- de las que no alcanzan el mínimo conti- nes o incluso para poder alcanzar el número núa siendo sustancial para las generacio- de años mínimo para poder jubilarse (Radl, nes más jóvenes. 2013; Cebrián y Moreno, 2015b). Es decir, las Este 60-70% de la población femenina carreras laborales más inestables e irregula- que se inserta en el mercado laboral formal res, que además también presentan unos alguna vez también sufre dificultades para peores salarios, ejercen un efecto sobre la arribar a la edad legal de jubilación con un decisión de jubilarse, retrasando el momento número de años cotizados ideal o suficiente por razones económicas. Esto sugiere la si- para acceder a una pensión. guiente hipótesis: Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, Abril - Junio 2020, pp. 35-54 40 La pensión pública de jubilación en España: una triple discriminación de género H2: Las mujeres se jubilan más tarde que sexo según su nivel educativo y en función los hombres porque necesitan mantener- de los años cotizados a la Seguridad Social. se en el mercado laboral para lograr el El uso de ambas fuentes enriquece el análi- número suficiente o deseado de años tra- sis, aumentando el número de variables ex- bajados. plicativas y, por tanto, fortaleciendo la expli- Otra justificación del retraso se basa en cación del objetivo. Además, gracias a la un efecto de selección por nivel educativo de homogeneización de la EPA por parte de las mujeres que llegan a la edad de jubila- Eurostat es posible realizar un análisis com- ción. Es decir, la mayor participación laboral parado con otros países europeos, facilitan- de aquellas con mayor nivel educativo pro- do la posible réplica del análisis para otros países. Sin embargo, no todos los países ducirá un porcentaje mayor de mujeres en el cuentan con un registro de las vidas labo- mercado laboral después de los 50 años con rales como la MCVL, y tampoco se encuen- estudios superiores. Así, siguiendo la pauta tra estandarizado. Por esto, en esta oca- masculina, cabría esperar que a mayor nivel sión se ve imposibilitada la opción de de estudios se presentaría una salida más realizar un análisis comparado entre varios tardía del mercado laboral (Miret y Zueras, países europeos. 2018). Sin embargo, otros estudios demues- tran que la jubilación tardía de las mujeres no La Muestra Continua de Vidas Laborales se debe a que llegan a los últimos años de la (MCVL) es una muestra aleatoria de un 4% vida laboral un mayor número de mujeres de los registros laborales de la Seguridad con estudios superiores (Radl, 2013). Social en España. Se utilizan datos desde 2004 hasta 2016, donde la cotización se re- Por otro lado, la educación ejerce un gistra diariamente, recogiendo cada entrada efecto protector en el mercado laboral, por lo y salida del sistema de Seguridad Social, que cabría esperar que las personas con ma- mientras que, de la jubilación, al ser vitalicia, yor nivel educativo experimenten menor nú- se inscribe únicamente el mes y año de ac- mero de interrupciones o abandonos labora- ceso a la pensión. Es decir, la MCVL está les, llegando a las edades cercanas a la edad formada por un fichero biográfico de cotiza- legal de jubilación con una carrera más esta- ciones donde se reconstruye la vida contri- ble y con mayor número de años cotizados. butiva y se van acumulando sus años de Esto facilitaría la salida del mercado laboral cotización en cada momento. Y, por otro con un retiro más temprano entre aquellos lado, contamos con un fichero donde se re- con mayor nivel educativo, lo que fundamen- gistran las pensiones, ya sea de jubilación o ta la última hipótesis: de incapacidad, tras abandonar completa y H3: El efecto protector de la educación definitivamente la vida laboral. conlleva unas carreras laborales más es- Con la conjunción de ambos ficheros tables que facilitan la salida más tempra- puede describirse un proceso en que el su- na del mercado laboral para quienes tie- jeto o bien se mantiene cotizando hasta el nen un nivel de estudios alto. final del período observado (información truncada) o pasa al estado de jubilado (even- to observado). Para el análisis nos interesa la Fuentes y metodología población de 50 y más años que se encuen- Fuentes tra vinculada a la Seguridad Social y que haya acumulado al menos quince años Se emplean dos fuentes de análisis de ma- cotizados. Sin embargo, el análisis se realiza nera complementaria, que nos permiten el de manera separada, condicionando, por un estudio de la salida del mercado laboral por lado, la edad y, por otro, la cotización, obte- Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, Abril - Junio 2020, pp. 35-54 Antía Domínguez-Rodríguez, Pilar Zueras y Pau Miret Gamundi 41 niendo una muestra total de 387.200 se obtiene una muestra total de 13.607, de (152.059 individuos experimentan el evento) los cuales el 27% son mujeres: 9.240 expe- en el estudio de la edad y de 366.422 rimentaron el evento de salida definitiva del (131.681 se jubilan) en el de la cotización, mercado laboral por jubilación. donde el 38% y el 36% son mujeres, respec- tivamente (la diferencia en el número de ca- Objeto de estudio y factores explicativos sos se debe a la presencia de casos sin in- formación sobre sus años cotizados). La primera variable dependiente en la EPA es la edad a la que se comienza a recibir la La Encuesta de Población Activa (EPA) en primera pensión de jubilación. Se da de ma- 2006 y en 2012 cuenta con unos módulos especiales dedicados a la transición de la nera retrospectiva y, por tanto, corresponde vida laboral hacia la jubilación. Estos, ade- a jubilaciones ocurridas entre 1986 y 2012. más de contener la información laboral pro- Es decir, representa jubilaciones aconteci- pia de la EPA, cuentan con la edad exacta de das en los veinte años anteriores al momento jubilación de manera retrospectiva. Estos de la encuesta y, consecuentemente, ambas módulos solo son aplicados a la población encuestas pueden contener información del que tiene entre 50 y 69 años, que está traba- mismo periodo. El diagrama de Lexis (gráfico jando o que, no estándolo, tuvo su último 1) nos muestra el rango de edades posibles empleo después de los 49 años. Para nues- a la jubilación, el periodo temporal en el que tro análisis concreto recuperamos a toda tuvo lugar el evento y la cohorte de naci- aquella población entre 50 y 69 años que miento de la población en esas edades en esté desempleada, aunque su último empleo los momentos de las dos encuestas. La otra fuera antes de los 50 años. Así podremos variable dependiente es el número de años identificar qué parte de la población no está trabajados, solo disponible para 2006. dentro de nuestra ventana de observación y, Con la MCVL usamos dos variables de por tanto, no accederá, según el criterio de duración para estudiar el acceso a la pen- la encuesta, a la pensión de jubilación. De sión: la edad y el periodo acumulado de años esta manera obtenemos tres grupos pobla- cotizados a la Seguridad Social. La edad se cionales diferentes: los que están recibiendo calcula a través del momento (mes y año) en una pensión de jubilación (9.095, 30% muje- el cual se comienza a recibir una pensión de res), la población que podrá recibirla en un jubilación. La Seguridad Social determina futuro (29.738, 45% mujeres) y quienes nun- que si un individuo está cobrando una pen- ca han cumplido los requisitos para poder sión de incapacidad permanente, al cumplir contar con una pensión de este tipo (12.109, los 65 años cambia su denominación a pen- 88% mujeres). sión de jubilación. Por ello, recuperamos a Gracias a la pregunta sobre el número de los individuos que estén cobrando una pen- años trabajados (que solo figura en la edición sión de incapacidad y tengan 65 y más años. de 2006 de la EPA) podemos hacer un análi- Los años cotizados se obtienen con el suma- sis con esta variable dependiente. Esta no es torio de los años acumulados a lo largo de la equivalente a la de años cotizados, puesto vida laboral, que además tienen en cuenta el que no tienen por qué ser a jornada comple- coeficiente de parcialidad a la hora de ser ta o dentro del mercado laboral formal, pero calculados. Las vidas laborales han quedado es una medida aproximada de la duración de registradas en los ficheros de la Seguridad la carrera laboral que facilita la jubilación. Social a partir de 1967. Además, para quie- Para este análisis se elimina a toda pobla- nes están jubilados cobrando una pensión ción que no tenga al menos quince años completa y sus años cotizados registrados trabajados o que no los declare. Finalmente, son inferiores a 35, se asumirá por motivos Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, Abril - Junio 2020, pp. 35-54 42 La pensión pública de jubilación en España: una triple discriminación de género GRÁFICO 1. Diagrama de Lexis, módulos específicos de la EPA 2006 y 2012 70 69 68 67 66 65 64 63 62 61 60 59 58 57 56 55 54 53 52 51 50 Año de 1936 1986 1937 1987 1938 1988 1939 1989 1940 1990 1941 1991 1942 1992 1943 1993 1944 1994 1945 1995 1946 1996 1947 1997 1948 1998 1949 1999 1950 2000 1951 2001 1952 2002 1953 2003 1954 2004 1955 2005 1956 2006 1957 2007 1958 2008 1959 2009 1960 2010 1961 2011 1962 2012 jubilación Año de nacimiento Fuente: Elaboración propia basada en los módulos especiales de la EPA, 2006 y 2012. técnicos que han cotizado 37, para evitar in- observando el diagrama de Lexis (gráfico 1) congruencias. se considera adecuada la aproximación por La principal variable independiente en generaciones en vez de por año de la encues- ambas fuentes es el sexo. El resto de facto- ta. De esta manera, se comparan las pautas res explicativos empleados en el análisis son por generación y se observan los cambios en distintos en función de las fuentes. Los mó- las salidas del mercado laboral, retrasos o dulos de la EPA permiten estudiar las dife- adelantos según la cohorte de nacimiento. rencias por nivel educativo a través de la En cuanto a la MCVL, aunque cuenta con variable que facilita la misma base de datos. la información sobre el nivel educativo, la Se- Dicha variable se recodifica en tres catego- guridad Social alerta de que la fiabilidad del rías siguiendo la clasificación del CNED- nivel educativo en la MCVL es insuficiente, 2000 facilitada por el Instituto Nacional de ya que procede del Padrón Continuo, donde Estadística (INE). Se agrupan las distintas el registro del nivel educativo no es obligato- categorías en tres niveles: bajo (analfabetis- rio, provocando que exista un porcentaje mo, estudios de primaria y primera etapa de amplio de información ausente. Además, la secundaria), medios (segunda etapa de se- última actualización integral de esta fuente cundaria) y altos (formación profesional su- data de 1996 y actualmente esta depende de perior y estudios universitarios)2. Además, las comunidades autónomas. De hecho, al 2 Aquellas categorías donde el valor no aparece en el como casos perdidos. Un 0,3% del total (104 casos), documento de clasificación CNED-2000 se codifican donde el 61% eran hombres y el 96% estaban jubilados. Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, Abril - Junio 2020, pp. 35-54 Antía Domínguez-Rodríguez, Pilar Zueras y Pau Miret Gamundi 43 compararse las distribuciones entre las dos dad de las diferencias entre las categorías de muestras se comprueba que existe una so- las variables es constante a lo largo de la breestimación de los estudios bajos y una ventana de análisis, por lo que el tiempo no subestimación de los estudios altos. Por ello, condiciona el efecto de las covariables sobre se decidió no realizar el análisis por nivel la tasa de transición. Para corroborar la pro- educativo con la MCVL. porcionalidad de nuestras variables indepen- dientes se aplican dos test: el de interacción Técnicas con el tiempo y el Chi-cuadrado. Los resul- tados muestran una interacción significativa La técnica empleada es el análisis de super- para el sexo en ambas fuentes, así como vivencia a través de métodos descriptivos no resultados significativos para las pruebas de paramétricos con el estimador de Kaplan- proporcionalidad Chi-cuadrado (tabla 1). En Meier, ya que asumimos tiempo continuo en cambio, podemos asumir la proporcionali- ambas fuentes. Este tipo de análisis estudia dad del resto de variables sociodemográfi- las pautas y correlaciones de un fenómeno cas (educación y generación), pues resultan dado, el cual cambia de un estado j a un es- tado k, donde el cambio no está restringido no significativos. a un determinado momento en el tiempo De esta forma, como con la MCVL el in- (Kleinbaum y Klein, 2005; Bernardi, 2006; terés recae sobre las diferencias de género Blossfeld et al., 2007). Esta técnica nos en el calendario según la cotización, se rea- permite observar la modulación de las pautas liza el análisis con el tiempo «edad» y contro- de salida del mercado laboral a lo largo de lando por la cotización. Al no ser el efecto del nuestra ventana de observación. sexo proporcional, una alternativa factible En este sentido, en la EPA estudiamos a consiste en realizar una ampliación del aná- la población entre 50 y 69 años de edad y lisis de Cox (Extended Cox Model) a través entre 15 y 50 años trabajados para el análisis de una función definida a intervalos (piecewi- de 2006. En la MCVL se tiene una ventana se function) (Kleinbaum y Klein, 2005). Para para el análisis de la edad, entre los 50 y los contrastar las funciones o variables en este 90 años (aunque en las representaciones estudio se emplea la función Heaviside, que gráficas presentamos hasta los 80 años), y genera de manera sencilla una función por otra para la cotización entre los 15 y los 50 cada intervalo de tiempo analizado, asu- años cotizados. miendo que el efecto es constante a lo largo Para profundizar en las diferencias por de cada intervalo (Kleinbaum y Klein, 2005). género se analizan los coeficientes β de mo- En nuestro caso, se define la variable sexo delos proporcionales de Cox según las dis- para cada intervalo de tiempo estudiado. tintas variables sociodemográficas. Este tipo de modelos semiparamétricos no necesitan un supuesto previo sobre la distribución tem- TABLA 1. Test de proporcionalidad poral de la tasa de transición, centrando así la atención en el efecto de las covariables chi2 df Prob>chi2 (Bernardi, 2006; Allison, 2014). Sexo MCVL 1.660,6 1 0,00 Por otro lado, los modelos proporcionales Sexo EPA 21,4 1 0,00 funcionan bajo el supuesto de que los efec- Educación 1,26 2 0,53 tos de la variable independiente provocan solamente un desplazamiento proporcional Generación 1,79 2 0,41 hacia arriba o hacia abajo, sin modificar su Fuente: Elaboración propia basada en los módulos especia- forma (Bernardi, 2006). Es decir, la intensi- les de la EPA, 2006 y 2012, MCVL 2004-2016. Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, Abril - Junio 2020, pp. 35-54 44 La pensión pública de jubilación en España: una triple discriminación de género Por otro lado, como en la EPA el interés cial para jubilarse y la población no expuesta, principal recae en las diferencias por nivel pues no reúne los requisitos. La educación se educativo, se realiza el análisis por separado emplea como aproximación de la clase social entre hombres y mujeres. Una vez realizada y, además, se trata de uno de los principales la división por sexo se repite el análisis de determinantes del acceso al mercado laboral. proporcionalidad. De manera complementa- En la tabla 2 se presenta la distribución de la ria se emplean las pruebas de igualdad de población de los dos módulos de la EPA por las funciones de supervivencia, Log Rank, sexo y nivel educativo y su relación con la para comprobar si las diferencias por sexo pensión de jubilación. Entre la población que según nivel educativo son o no significativas no está expuesta al evento, la femenina tiene (Rabe-Hesketh y Everitt, 2007). un perfil educativo inferior a la masculina. Para eliminar el efecto de la educación en Además, la diferencia en el número de casos la población que no podrá acceder a la pen- es especialmente significativa entre aquellos sión de jubilación con la encuesta de la EPA que no accederán a una pensión de jubila- se realiza una estandarización directa con la ción: solo un 8% de los hombres frente a un estructura por nivel educativo de la pobla- 42% de las mujeres no tiene acceso a la mis- ción nacida en 1936 según sexo. De esta ma. Sin embargo, la distribución por nivel manera se obtiene el efecto de la educación educativo, tanto para los que están expues- en el acceso a una pensión de jubilación. tos como para los jubilados, es similar entre hombres y mujeres para todas las categorías. De esta forma, antes de la incursión en las Resultados pautas de jubilación, en el gráfico 2 se expo- Como se ha expuesto anteriormente, los mó- ne la proporción de población que se encon- dulos de la EPA permiten distinguir tres gru- traba fuera del mercado de trabajo sin perci- pos: la población que está jubilada, la poten- bir pensión de jubilación. Mientras que entre TABLA 2. Distribución por nivel educativo y sexo de la población según su relación con la jubilación Expuestos No expuestos (Jubilados) (%) (%) Hombres Bajo 60,66 (68,92) 76,81 Medio 16,47 (11,83) 12,48 Alto 22,87 (19,25) 10,72 N Total 16.313 (6.395) 1.478 Mujeres Bajo 60,35 (67,46) 83,45 Medio 17,72 (11,94) 10,78 Alto 21,93 (20,61) 5,77 N Total 13.425 (2.700) 10.631 Nota: Porcentajes ponderados. Fuente: Elaboración propia basada en los módulos especiales de la EPA, 2006 y 2012. Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, Abril - Junio 2020, pp. 35-54 Antía Domínguez-Rodríguez, Pilar Zueras y Pau Miret Gamundi 45 GRÁFICO 2. Proporción de la población que nunca se jubilará por sexo y generación, estandarizando por nivel educativo (población de referencia: generación de 1936) % 70% 60% 50% 40% 30% 20% 10% 0% 1936 1937 1938 1939 1940 1941 1942 1943 1944 1945 1946 1947 1948 1949 1950 1951 1952 1953 1954 1955 1956 1957 1958 1959 1960 1961 1962 Hombres estandarizado_36 Mujeres estandarizado_36 Hombres Mujeres Fuente: Elaboración propia basada en los módulos especiales de la EPA, 2006 y 2012. los hombres no se aprecia un cambio sus- gún la distribución de la generación nacida en tancial entre cohortes (se mantiene por de- 1936: si la distribución por educación no hu- bajo del 10%), entre las mujeres se constata biese cambiado, el porcentaje de mujeres que un efecto de generación que repercute en la no hubiesen podido acceder a una pensión evolución temporal del fenómeno: cuanto de jubilación sería algo mayor que el actual. más joven es una cohorte, mayor es su par- Es decir, la expansión educativa explica solo ticipación en el mercado laboral remunerado, una pequeña parte de la disminución en el pasándose de una proporción sin posibilidad porcentaje de mujeres sin posibilidad de ac- de pensión del 60% para las generaciones ceso a la pensión de jubilación. más antiguas (nacidas de 1936 a 1940) a un La probabilidad de exclusión de la jubila- 20% para las generaciones más jóvenes, na- ción es, por un lado, menor cuanto más ele- cidas entre 1958 y 1962. En definitiva, 1 de vado es el nivel de instrucción y, por otro, cada 5 mujeres entre las generaciones más mayor entre las mujeres (tabla 3). Además, al jóvenes observadas no tenía una biografía comparar el grupo de generaciones analiza- laboral remunerada lo suficientemente ex- das más antiguas (1936-1941) con las más tensa para ser candidatas a la pensión de jóvenes (1958-1962), se comprueba que las jubilación. proporciones se mantienen prácticamente La hipótesis que subyace a esta primera estables entre los hombres: en torno al 7% parte de la investigación es que la mayor par- en estudios altos (alcanza el 10% en las ge- ticipación laboral femenina se debe al incre- neraciones más jóvenes), al 4% en medios y mento sustancial de los niveles educativos. al 3% en bajos. En contraste, entre las muje- Así, en el gráfico 2 se representa, además, la res estos porcentajes varían sensiblemente, curva estandarizada por el nivel educativo se- reduciéndose a más de la mitad en todos los Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, Abril - Junio 2020, pp. 35-54 46 La pensión pública de jubilación en España: una triple discriminación de género TABLA 3. Sin posibilidad de pensión según nivel de instrucción y sexo (%) Total Hombres Mujeres Bajo 7,23 45,65 Medio 4,45 26,97 Alto 2,80 13,77 Generaciones 1936-1941 Hombres Mujeres Bajo 6,21 61,62 Medio 4,06 47,23 Alto 2,95 26,93 Generaciones 1958-1962 Hombres Mujeres Bajo 10,14 27,60 Medio 4,57 20,96 Alto 3,25 10,27 Nota: Datos ponderados. Fuente: Elaboración propia basada en los módulos especiales de la EPA, 2006 y 2012. niveles educativos, muy en particular entre Sin embargo, los hombres presentan mayor las de estudios bajos. Con todo, entre las probabilidad de hacerlo entre los 60 y los 64 más jóvenes casi un tercio con nivel educa- años (gráfico 3). tivo bajo y un 10% de las que tienen estudios En la distribución de la jubilación por co- superiores no alcanzarán los requisitos míni- tización se observa un patrón distinto por mos para una pensión de jubilación. sexo (gráfico 3). Mientras que las mujeres ya La mayor probabilidad de jubilarse es a presentan una salida significativa del mer- los 65 años, independientemente del sexo. cado laboral a partir de los 15 años cotiza- GRÁFICO 3. Tasas de jubilación por edad y por años cotizados, según sexo (2004-2016) Distribución por edad Distribución por cotización 50% 10% 40% 8% 30% 6% 20% 4% 10% 2% 0% 0% 50 52 54 56 58 60 62 64 66 68 70 72 74 76 78 80 15 19 23 27 31 35 39 43 47 51 55 Hombres Mujeres Hombres Mujeres Nota: El análisis está realizado hasta los 90 años. Fuente: Elaboración propia basada en la MCVL. Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, Abril - Junio 2020, pp. 35-54 Antía Domínguez-Rodríguez, Pilar Zueras y Pau Miret Gamundi 47 GRÁFICO 4. Pauta de permanencia en el mercado laboral por sexo en el periodo 2004-2016 Nota: El análisis está realizado hasta los 90 años. Fuente: Elaboración propia basada en la MCVL. dos (el umbral mínimo para cobrar una pen- una tasa de transición mayor, es decir, una sión), la probabilidad de jubilación de los mayor probabilidad de jubilarse que la pobla- hombres no se inicia hasta los 25 años. ción de referencia. En todos los tramos de Para ambos sexos, la probabilidad asciende edad se observa cómo, antes de controlar fuertemente a partir de los 35 años cotiza- por la cotización, las mujeres tienen menor dos (el umbral a partir del cual se percibe la riesgo a jubilarse, es decir, se mantienen por pensión máxima correspondiente a las pro- más tiempo en el mercado laboral. Por tramo pias contribuciones), aunque la mayor pro- de edad se observa cómo las diferencias en- babilidad ocurre bastante después: en con- tre hombres y mujeres disminuyen cuanto creto, cuando se han acumulado entre 40 y mayor es la edad. 45 años de cotización. La introducción de los años cotizados Las pautas de salida del mercado laboral modifica los resultados del modelo. En el in- muestran cómo las mujeres se jubilan más tervalo 50-60, las mujeres mantienen un co- tarde, pero con menos años cotizados (grá- ciente de riesgo menor, aunque disminuye la fico 4). Así, a los 65 años, el 20% de las mu- distancia. En las edades centrales, las lega- jeres se había jubilado, mientras que lo había les de jubilación, las diferencias desapare- hecho ya el 40% de los hombres. Comple- cen, e incluso la probabilidad de las mujeres mentariamente, mientras que antes de los 35 supera leve, pero significativamente, la uni- años cotizados un 15% de los hombres se dad. Y, por último, para quienes se jubilan había jubilado, el porcentaje era del 35% en más allá de los 65 años, las mujeres tienen las mujeres. un riesgo mayor. Por lo que las diferencias de En este apartado examinamos la probabi- género en el calendario se explican por las lidad de un individuo de jubilarse en función diferencias en las duraciones de las carreras de su sexo —primer modelo— y ajustando laborales. por su cotización —segundo modelo— (grá- En el gráfico 6, relativo a los cambios fico 5), analizándolo a través de la función generacionales y de género, se observa que definida en tres intervalos de edad (50-60, la salida es más tardía en las mujeres en 61-65, 66+). Valores mayores que 1 indican todas las generaciones. Los hombres alcan- Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, Abril - Junio 2020, pp. 35-54 48 La pensión pública de jubilación en España: una triple discriminación de género GRÁFICO 5. Cociente de riesgo de jubilación por sexo y cotización, 2004-2016 Nota: La referencia son los hombres en cada grupo de edad y las categorías con *c indican que además están controladas por la cotización. Fuente: Elaboración propia basada en la MCVL. zan el 25% de jubilados a los 60 años, en do con la MCVL (gráfico 4): mayor riesgo y cambio las mujeres no obtienen esta pro- más temprano de abandonar el mercado porción hasta los 64 años. Además, en tor- laboral entre los hombres. no a un 20% de las mujeres se mantienen Mientras que, para ambos sexos, las ge- en el mercado laboral más allá de los 65 neraciones más antiguas apenas experimen- años, porcentaje que no alcanza el 10% en tan cambios, las más jóvenes muestran un los varones. Es decir, se verifica lo observa- ligero retraso en la salida del mercado labo- GRÁFICO 6. Cambio en la pauta de jubilación por generación y sexo Hombres Mujeres 1 0,9 0,8 0,7 0,6 0,5 0,4 0,3 0,2 0,1 0 50 52 54 56 58 60 62 64 66 68 50 52 54 56 58 60 62 64 66 68 XI Fuente: Elaboración propia basada en los módulos especiales de la EPA, 2006 y 2012. Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, Abril - Junio 2020, pp. 35-54 Antía Domínguez-Rodríguez, Pilar Zueras y Pau Miret Gamundi 49 GRÁFICO 7. Distribución del nivel educativo por sexo y generación. Módulos de la EPA (%) 100% 90% 80% 70% 60% 50% 40% 30% 20% 10% 0% 1936-1947 1948-1953 1954-1962 1936-1947 1948-1953 1954-1962 Hombres Mujeres Bajo Medio Alto Fuente: Elaboración propia basada en los módulos especiales de la EPA, 2006 y 2012. ral, más pronunciada en el caso de los hom- minución del bajo nivel de estudios, redistri- bres. Por ello, a partir de este punto se ana- buyéndose el porcentaje principalmente a lizan las generaciones 1936-1947 de manera los estudios medios y apareciendo una ten- conjunta. dencia hacia el aumento del nivel de estu- Uno de los principales cambios genera- dios alto (gráfico 7). Además, las diferencias cionales es el aumento del nivel educativo. de género se van reduciendo e incluso re- El cambio estructural más significativo, tan- vierten hacia un mayor nivel de estudios to en hombres como en mujeres, es la dis- entre las mujeres. GRÁFICO 8. Pauta de permanencia por nivel educativo y sexo 1 0,9 0,8 0,7 0,6 0,5 0,4 0,3 0,2 0,1 0 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 Bajo_Hombres Medio_Hombres Alto_Hombres Bajo_Mujeres Medio_Mujeres Alto_Mujeres Fuente: Elaboración propia basada en los módulos especiales de la EPA, 2006 y 2012. Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, Abril - Junio 2020, pp. 35-54 50 La pensión pública de jubilación en España: una triple discriminación de género TABLA 4. Regresión de Cox por nivel educativo y generación según sexo Hombres Mujeres Haz. ratio Sig. li ls Haz. ratio Sig. li ls Bajo 1,00 Ref. - - 1,00 Ref. - - educativo Nivel Medio 1,05 0,28 0,96 1,13 1,15 0,03 1,01 1,31 Alto 0,96 0,21 0,90 1,02 1,78 0,00 1,61 1,96 1936-47 1,00 Ref. - - 1,00 Ref. - - Generación 1948-53 0,73 0,00 0,68 0,79 0,70 0,00 0,62 0,79 1954-62 0,33 0,00 0,26 0,42 0,22 0,00 0,14 0,33 Nota: La interacción entre sexo y generación sin diferencias significativas. Fuente: Elaboración propia basada en los módulos especiales de la EPA, 2006 y 2012. Lo más destacable en las pautas de sali- La probabilidad por nivel educativo difiere da del mercado laboral por nivel educativo entre hombres y mujeres. Mientras que los es que mientras que para los estudios bajos hombres más formados se mantienen por y medios las mujeres se siguen jubilando más tiempo en el mercado laboral, aunque más tardíamente que los hombres, a partir sin diferencias significativas, las mujeres de los 60 años las mujeres con estudios altos presentan un mayor riesgo de jubilarse a tienen una pauta similar a la de los hombres mayor nivel educativo, con diferencias sig- (gráfico 8). Además, entre la población con nificativas entre todos los niveles educati- estudios altos no hay diferencias significativas vos. por sexo —según resultó en el test Log Rank Es razonable pensar que los diferentes de igualdad de funciones de supervivencia. calendarios por sexo y nivel educativo están Así, las mujeres con nivel de estudios asociados a la duración de las vidas labora- alto se jubilan antes que el resto de las mu- les. Gracias a la pregunta sobre los años tra- jeres, manteniéndose esta tendencia más bajados en el módulo de la EPA 2006, anali- allá de los 65 años. Sin embargo, los hom- zamos las pautas de salida del mercado bres hasta los 65 años tienen una pauta laboral por años trabajados según sexo y muy similar por nivel educativo, pero des- nivel educativo (gráfico 9). pués de esta edad aquellos con estudios Independientemente del nivel educati- universitarios se mantienen en el mercado vo, entre los hombres la jubilación es poco laboral hasta más tarde. frecuente antes de los 35 años trabajados El análisis segregado por sexo muestra —umbral de acceso a una pensión comple- que el efecto de la generación es el mismo ta— y las diferencias por nivel educativo para hombres y mujeres, con diferencias sig- aparecen a partir de los 40 años, siendo los nificativas entre todas las categorías: las ge- más instruidos quienes se jubilan con carre- neraciones más jóvenes retrasan más la jubi- ras laborales más cortas. En cambio, la dife- lación una vez se controla el cambio en su rencia entre las mujeres se aprecia desde el composición por nivel de instrucción (tabla 4). inicio del acceso a la pensión: las mujeres Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, Abril - Junio 2020, pp. 35-54 Antía Domínguez-Rodríguez, Pilar Zueras y Pau Miret Gamundi 51 GRÁFICO 9. Función de supervivencia por años trabajados y nivel educativo, por sexo. Encuesta de 2006 Nota: Las pruebas Log Rank reportan diferencias significativas por sexo y por nivel educativo. Fuente: Elaboración propia basada en los módulos especiales de la EPA, 2006. menos instruidas se jubilan con carreras más nal. Este porcentaje ha caído del 60 al 20% cortas. El 25% de las mujeres con estudios entre las cohortes de 1936-1941 y 1958- bajos —y el 15% de aquellas con mayor nivel 1962. Sin embargo, entre las generaciones educativo— ya se había jubilado al alcanzar más recientes, el 30% de las mujeres con los 35 años trabajados, es decir, con jubila- estudios bajos sigue sin años cotizados su- ciones inferiores al 100%. Además, se ob- ficientes para acceder a ella. serva cómo las mujeres con estudios altos se La segunda discriminación se refiere a los mantienen por más años en el mercado la- requisitos necesarios para jubilarse, presio- boral, pero, una vez alcanzados los 35 años, nando a una jubilación femenina más tardía la jubilación se acelera, incluso más que en- al necesitar más tiempo para acumular los tre los hombres. años de cotización suficientes. En otras pa- labras, si igualáramos el número de años cotizados entre sexos, la jubilación femenina Conclusiones se aproximaría a la masculina en las edades Este trabajo profundiza en las desigualdades legales de jubilación, eliminando la necesi- entre hombres y mujeres en la jubilación se- dad de prolongar su vida laboral. gún edad, años cotizados y nivel educativo. Además, se observa cómo entre las mu- La discriminación de género a lo largo de la jeres, para una misma generación y edad, la vida laboral sitúa a la mujer en una posición jubilación muestra una proporción de 10 pun- desventajosa en el acceso a la pensión. tos porcentuales inferior a los varones, es Se comprueban las tres discriminaciones decir, incluso en cohortes más jóvenes ellas principales recogidas en las hipótesis de par- se siguen jubilando más tarde. Será necesario tida. La primera se centra en la población esperar a que las generaciones del baby femenina que no reúne los requisitos para boom lleguen a la edad legal de jubilación acceder a la pensión de jubilación, que cier- para analizar su comportamiento específico. tamente ha disminuido, en una pequeña par- Por último, la tercera discriminación ha- te debido a la expansión educativa, pero bla del efecto protector del nivel educativo, fundamentalmente por el cambio generacio- facilitando una salida más temprana para Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, Abril - Junio 2020, pp. 35-54 52 La pensión pública de jubilación en España: una triple discriminación de género aquellos con un nivel educativo alto. Se con- que pueden modificar la tendencia genera- firma que las mujeres con nivel educativo cional, como puede ser la crisis o las deci- alto se jubilan antes que el resto de las mu- siones empresariales (Blöndal y Scarpetta, jeres y con unas pautas similares a las de los 1999; Gruber y Wise, 2002). Así, aunque varones, especialmente a las de aquellos exista una gran inserción en el mercado la- con estudios altos. Además, un 25% de mu- boral, si la crisis económica reduce los fon- jeres con estudios bajos se había jubilado dos para la Seguridad Social y afecta a los antes de los 35 años trabajados, sin reunir cuidados (Zueras et al., 2017) y el entorno los requisitos para una pensión completa. Es normativo familista sigue expulsando a la decir, entre las mujeres el efecto de la edu- mujer fuera del mercado laboral para dedi- cación en el empleo refleja una mayor proba- carse en exclusiva a la economía doméstica, bilidad de estar ocupada, facilitando, ade- las pautas laborales femeninas se manten- más, la acumulación de años trabajados en drán más inestables que las masculinas y, puestos de trabajo más estables. Esto con- por tanto, la edad de jubilación entre las mu- lleva un acceso más temprano a una pensión jeres seguirá retrasándose (Cebrián y More- de jubilación (Radl, 2013; Cebrián y Moreno, no, 2015a). En este sentido, es necesario 2015a). En contraste, los hombres con nivel continuar profundizando en un cambio en los de estudios alto se mantienen por más tiem- roles de género, favoreciendo la inserción en po en el mercado laboral después de los 65 el mercado laboral de la mujer y propiciando años (Miret y Zueras, 2018), aunque en este una equidad en el hogar y los cuidados. análisis esa diferencia no fue estadística- Se constata que el sistema de pensiones mente significativa. español reproduce las desigualdades de gé- Así, mientras que aparentemente los nero en el mercado laboral. Las sustanciales hombres abandonan el mercado laboral más diferencias en las carreras laborales, modu- tardíamente ante sus mejores condiciones, ladas por la generación y el nivel educativo, ya que prolongan sus carreras laborales se transfieren a la jubilación y al acceso de la pese a reunir los requisitos para jubilarse, las pensión. mujeres que se mantienen por más tiempo en el mercado laboral lo hacen ante la nece- sidad de acumular el número mínimo de Bibliografía años trabajados o un número de años sufi- ciente para mejorar las condiciones de su Alaminos, Estefanía y Ayuso, Mercedes (2019). «Es- pensión. tado civil, género, mortalidad y pensiones: las desventajas de la soltería en la vejez». Revista En conclusión, la brecha que se encuen- Española de Investigaciones Sociológicas, 165: tra en la jubilación, con un retraso de la edad 3-24. de salida definitiva femenina, viene explicada Allison, Paul D. (2014). Event History and Survival por unas trayectorias desiguales donde la Analysis. New York: SAGE. mujer se caracteriza por un menor acceso a Anxo, Dominique; Fagan, Colette; Cebrián, Inmacu- la pensión de jubilación y con menos años lada y Moreno, Gloria (2007). «Patterns of Labour cotizados, probablemente debido a carreras Market Integration in Europe —A Life Course laborales discontinuas o con jornadas más Perspective on Time Policies». Socio-Economic reducidas. Dado que aquellas con estudios Review, 5(2): 233-260. doi: 10.1093/ser/mwl019 altos presentan pautas similares a las de los Arnal, María; Finkel, Lucía y Parra, Pilar (2013). «Cri- hombres (por edad y años trabajados), un sis, desempleo y pobreza: analisis de trayectorias aumento del nivel educativo conllevará me- de vida y estrategias en el mercado laboral». joras en el acceso a la jubilación femenina. Cuadernos de Relaciones Laborales, 31(2): 281- Sin embargo, existen otros factores externos 311. doi: 10.5209/rev_CRLA.2013.v31.n2.43221 Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, Abril - Junio 2020, pp. 35-54 Antía Domínguez-Rodríguez, Pilar Zueras y Pau Miret Gamundi 53 Bernardi, Fabrizio (2006). Análisis de la historia de Elder, Glen H. Jr.; Kirkpatrick Johnson, Monica y Cros- Acontecimientos. Madrid: CIS. noe, Robert (2003). «The Emergence and Devel- Bernardi, Fabrizio y Garrido, Luis (2006). «Men’s Late opment of Life Course Theory». En: Mortimer, J. Careers and Career Exits in Spain». En: Blossfeld, T. y Shanahan, M. J. (eds.). Handbook of the Life H.P.; Buchholz, S. y Hofäcker, D. (eds.). Globaliza- Course. Boston, Massachusetts: Springer. tion, Uncertainty and Late Careers in Society. Fitzenberger, Bernd; Schnabel, Reinhold y Wun- Abingdon: Routledge. derlich, Gaby (2004). «The Gender Gap in Labor Blanco, Mercedes (2011). «El enfoque del curso de Market Participation and Employment: A Cohort vida: orígenes y desarrollo». Revista Latinoame- Analysis for West Germany». Journal of Popula- ricana de Población, 5(8): 5-31. tion Economics,17(1):83-116. doi: 10.1007/s00 148-003-0141-6 Blöndal, Sveinbjörn y Scarpetta, Stefano (1999). «The Retirement Decision in OECD Countries». OECD Garrido, Luis (1993). Las dos biografías de la mujer Economics Department Working Papers, 202. en España. Madrid: Ministerio de Asuntos Socia- doi: 10.1787/565174210530 les/Instituto de la Mujer. Blossfeld, Hans-Peter; Golsch, Katrin y Rohwer, Götz Garrido, Luis (2010). «El impacto de la crisis sobre la (2007). Event History Analysis with Stata. London: desigualdad en el trabajo». Papeles de Economía LEA Publishers. Española, 124: 46-68. Cebrián, Inmaculada y Moreno, Gloria (2015a). «The Gómez León, Madelín (2013). Salidas de ocupación Effects of Gender Differences in Career Interrup- de los adultos mayores en España, 1956-2012. tions on the Gender Wage Gap in Spain». Femi- Universidad Autónoma de Barcelona. [Tesis doc- nist Economics, 21(4): 1-27. doi: 10.1080/135457 toral]. Disponible en: https://www.tdx.cat/hand- 01.2015.1008534 le/10803/129086, acceso el 10 de julio de 2018. Cebrián, Inmaculada y Moreno, Gloria (2015b). Gruber, Jonathan y Wise, David (2002). «Sistemas de «Tiempo cotizado, ingresos salariales y sus con- Seguridad Social y jubilación en el mundo». Cua- secuencias para las pensiones: diferencias por dernos Económicos del ICE, 65: 9-43. género al final de la vida laboral». Cuadernos Kleinbaum, David.G. y Klein, Mitchel (2005). Survival de Relaciones Laborales, 33(2): 311-328. doi: Analysis. A Self-Learning Text. Bethel Island, 105209/rev_CRLA.2015.v33.n2.50318 California: Springer. Chuliá, Elisa; Garrido, Luis y Radl, Jonas (2016). «Ebb Kuh, Diana; Head, Jenny; Hardy, Rebecca y Wad- and Flow of Early Retirement: Pension Reform sworth, Michael (1997). «The Influence of Educa- and Labor Market Participation of Older Workers in Spain». En: Hofäcker, D.; Hess, M. y König, S. tion and Family Background on Women’s Earn- (eds.). Delaying Retirement. London: Macmillan ings in Midlife: Evidence from a British National Publishers Ltd. doi: 10.1057/978-1-137-56697-3 Birth Cohort Study». British Journal of Sociology of Education, 18(3): 385-405. doi: 10.1080/01425 Comisión Europea (2012). Libro Blanco: Agenda para 69970180305 unas pensiones adecuadas, seguras y sosteni- bles. Disponible en: https://eur-lex.europa.eu/ Miret Gamundi, Pau y Vidal Coso, Elena (2009). «Evo- LexUriServ/LexUriServ.do?uri=COM:2012: lución histórica de la vida laboral en España de 0055:FIN:ES:PDF 1976 a 2006». En: López, L.; Abellán, A. y Gode- nau, D. (eds.). Envejecimiento, despoblación y Crystal, Stephen; Shea, Dennis G. y Reyes, Adriana territorio. León: Universidad de León. M. (2016). «Cumulative Advantage, Cumulative Disadvantage, and Evolving Patterns of Late-Life Miret Gamundi, Pau y Zueras, Pilar (2018). «Protec- Inequality». The Gerontologist, 57(5): 910-920. ción pública frente a la crisis. El caso de los va- doi: 10.1093/geront/gnw056 rones de 51 a 64 años en España, 1976-2016». Revista Internacional de Sociología, 76(2). doi: Dudel, Christian; López Gómez, María Andrée; Bena- 10.3989/ris.2018.76.2.16.89 vides, Fernando G. y Myrskylä, Mikko (2017). «The Length of Working Life in Spain: Levels, Möhring, Katja (2015). «Employment Histories and Recent Trends, and the Impact of the Financial Pension Incomes in Europe: A Multilevel Analysis Crisis». European Journal Population. doi: 10. of the Role of Institutional Factors». European 1007/s10680- 017-9458-9 Societies, 17(1): 3-26. Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, Abril - Junio 2020, pp. 35-54 54 La pensión pública de jubilación en España: una triple discriminación de género Möhring, Katja (2018). «Is there a Motherhood Pen- vista Española de Investigaciones Sociológicas, alty in Retirement Income in Europe? The Role 142: 109-122. doi: 10.5477/cis/reis.142.10 of Lifecourse and Institutional Characteris- Renteria, Elisenda; Scandurra, Rosario; Souto, Gua- tics». Ageing and Society, 38(12): 2560-2589. dalupe y Patxot, Concepció (2017). Mujeres y Moreno, Almudena (2005). «Empleo de la mujer y hombres, consumo y producción a lo largo de la familia en los regímenes de bienestar del sur de vida. Una relación desigual. Observatorio Social Europa en perspectiva comparada. Permanencia de «la Caixa». Disponible en: https://observato- del modelo de varón sustentador». Revista Es- riosociallacaixa.org/-/mujeres-y-hombres-consu- pañola de Investigaciones Sociológicas, 112: mo-y-produccion-a-lo-largo-de-la-vida-una-rela- 131-163. cion-desigual, acceso el 20 de julio de 2018. Pérez Díaz, Julio (2001). Transformaciones sociode- Robert Schuman Foundation (2018). Retirement Sys- mográficas en los recorridos hacia la madurez. tems in the European Union. Disponible en: Las generaciones españolas 1906-1945. Madrid: https://www.robert-schuman.eu/en/dossiers- Universidad Nacional de Educación a Distancia. pedagogiques/connaitre-europe/systemes-de- [Tesis doctoral] Disponible en: http://digital.csic. retraites.pdf, acceso el 20 de junio de 2018. es/bitstream/10261/16849/1/Tesis.pdf, acceso el Zueras, Pilar; Spijker, Jeroen y Blanes, Amand (2017). 20 de julio de 2018. «Evolución del perfil de los cuidadores de perso- Rabe-Hesketh, Sophia y Everitt, Brian (2007). A nas de 65 y más años con discapacidad en la Handbook of Statistical Analyses Using Stata. persistencia de un modelo de cuidado familiar». Texas: Chapman & Hall/CRC. Revista Española de Geriatría y Gerontología, 53(2): 66-72. doi: 10.1016/j.regg.2017.07.004 Radl, Jonas (2013). «¿Por qué las mujeres en Espa- ña se jubilan más tarde que los hombres?». Re- RECEPCIÓN: 23/07/2018 REVISIÓN: 11/04/2019 APROBACIÓN: 26/06/2019 Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, Abril - Junio 2020, pp. 35-54 doi:10.5477/cis/reis.170.35 The State Retirement Pension in Spain: A Triple Form of Gender Discrimination La pensión pública de jubilación en España: una triple discriminación de género Antía Domínguez-Rodríguez, Pilar Zueras and Pau Miret Gamundi Key words Abstract Work History This study investigates the triple form of gender discrimination that • Spain exists in the transition between the labour market and the state • Generation retirement pension. Two data sources were used: the specific modules • Gender of the Spanish Labour Force Survey from 2006 and 2012 and the • Retirement Pension Spanish Continuous Working Life Sample from between 2004 and 2016. A Cox analysis was used to build tables related to the continued participation in the labour market by age and number of years contributed to the Social Security system, by sex and educational level. It was found that women had a high rate of non-employment, a short working life, with late access to their pension (to be able to have enough years of contribution to the state pension scheme) and were strongly differentiated according to education level, unlike men. It was concluded that discrimination has decreased but has not disappeared. Palabras clave Resumen Biografía laboral La investigación profundiza en la triple discriminación de género en la • España transición entre el mercado laboral y la pensión de jubilación. Para ello, • Generación se utilizan dos fuentes de datos: los módulos específicos de la Encuesta • Género de Población Activa en 2006 y 2012 y la Muestra Continua de Vidas • Pensión de jubilación Laborales entre 2004 y 2016. Se construyen las tablas de permanencia en el mercado laboral por edad y años cotizados, según sexo y nivel educativo, utilizando el análisis de Cox. A diferencia de los hombres, las mujeres presentan un alto porcentaje de no vinculación al empleo, una corta carrera laboral con acceso tardío a la pensión (para poder acumular suficientes años de cotización) y una fuerte diferenciación según educación. Se concluye que la discriminación ha disminuido, pero no ha desaparecido. Citation Domínguez-Rodríguez, Antía; Zueras, Pilar and Miret Gamundi, Pau (2020). “The State Retirement Pension in Spain: A Triple Form of Gender Discrimination”. Revista Española de Investigaciones Sociológicas, 170: 35-54. (http://dx.doi.org/10.5477/cis/reis.170.35) Antía Domínguez-Rodríguez: Centre d'Estudis Demogràfics | adominguez@ced.uab.es Pilar Zueras: Centre d'Estudis Demogràfics | pzueras@ced.uab.es Pau Miret Gamundi: Centre d'Estudis Demogràfics | pmiret@ced.uab.cat Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, April - June 2020, pp. 35-54 36 The State Retirement Pension in Spain: A Triple Form of Gender Discrimination Introduction1 regulations in most European pension schemes are based on regulatory assump- Eligibility for a state retirement pension in tions about employment histories and gen- Spain is subject to the legal age for retire- der relations, which cause individuals with ment and to having contributed to the Social non-standard career paths to be disadvan- Security system for at least 15 years. In ad- taged (Möhring, 2018). In Spain, eligibility for dition, a certain number of full-time years a State retirement pension is based on as- worked are required to be entitled to a full sumed requirements of a long, continuous pension. Therefore, the stability and length of and full-time work history. Pension schemes an individual’s career path are fundamental have an important role in the transfer of in- elements in analysing entitlement to a retire- equalities in the labour market. According to ment pension. Under the 2011 legal reform, their degree of redistribution, to their level of an objective was set to delay the legal retire- connection with work careers and to the de- ment age from 65 to 67 years by 2027, and velopment of compensatory measures, they to increase the number of years of service are able to moderate the relationship of the towards a full pension from 35 to 37 years. employment histories of individuals and their The number of years over which the contri- pensions (Möhrig, 2015). bution base will be calculated was also in- The gender gap is one of the main cross- creased from 15 to 25 years (Alaminos and sectional inequalities in the labour market Ayuso, 2019). This article shows that despite (Fitzeberger, 2004). In Spain, while men and the major generational change experienced women have similar employment rates at the by the commodification of female labour, beginning of their work histories, the transi- currently Spanish women have a more re- tion towards adult life cause some women to stricted access to a retirement pension than leave the labour market when they marry, men and, except for the most educated, when they become mothers, or due to the women in Spain retire later than men do and need to provide either temporary or perma- with a smaller pension. nent care for a family member (Cebrián and Unlike in other European countries (such Moreno, 2015a; Zueras et al., 2017). In the as Austria, United Kingdom and several later years of working life, the gender gap is Eastern European countries), the regulations evidenced by a later retirement age for wom- that determine the national age for retirement en, who extend their working lives in order to from employment in Spain do not make any increase the number of years of contribution to the state pension scheme and either be distinctions by sex (European Commission, entitled to a pension or have the amount in- 2012). This does not guarantee equity. The creased (Radl, 2013). According to Eurostat data, while up to 2013 the legal retirement age was 65 years old, Spanish women retired 1 This article is part of a PhD thesis by Antía Domínguez- Rodríguez, carried out within the Demography program- at an average age of 63.4 years old, while me of the Autonomous University of Barcelona. The men did so at 61.2 on average (Robert study was conducted within the projects entitled “So- Schuman Foundation, 2018). ciodemography of the public pension system and the care of the dependent elderly population” (CSO2016- In the last few decades, Spanish society 77449-R) and “Will older people have relatives who can has undergone a change mainly due to the take care of them in the future?” A study based on a mixed micro-simulation and Agent-based model’ increase in the educational level and the (CSO2017-89721-R), Juan de la Cierva programme greater participation of women in the labour (FJCI-2014-22513) and has been supported by a pre- market, which has resulted in female and doctoral training contract scheme (BES- 2014-068591Spa- nish Ministry of Science, Innovation and Universities and male work histories becoming more similar the CERCA Programme/Government of Catalonia. (Garrido, 1993 and 2010). This inflection is Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, April - June 2020, pp. 35-54 Antía Domínguez-Rodríguez, Pilar Zueras and Pau Miret Gamundi 37 mainly observed in younger generations, es- implicitly analysed. In addition, the 2006 and pecially among baby-boomers (1960-1975). 2012 EPA modules were used to examine Generational turnover has contributed to in- retrospective information on the age at which creasing the activity rate among women the retirement pension was collected, by aged 16 to 65, which, according to INE data, education level and by generation. increased by 5 percentage points between The study concluded that there were 2006 and 2016. It reached 53.6% in that de- three types of gender discrimination in retire- cade, although it is still significantly lower ment based on inequalities in work history: than the male rate (65.1%). 1) a large percentage of women were outside The goal of this article is to analyse the the labour market and, therefore, were not differences between men and women in re- eligible for a retirement pension; 2) women tirement, focusing especially on age, number began to accrue pension benefits later than of years of contribution to state pension men and had fewer of years of contributions schemes, and educational level. Retirement to the pension scheme; and 3) there was an is the transition between employment and educational polarisation of entitlement for a the permanent withdrawal from the labour retirement pension among women, as the market, and it is considered to take place at time of accrual for those with higher educa- the time of getting the retirement pension. tion resembled that of men. The analysis begins at the age of 50, follow- ing the consensus on this age both in retire- Participation in the labour market ment studies and in statistics provided by and retirement in Spain Eurostat, among other organisations (Radl, 2013). The initial hypothesis argues that gen- As eligibility for a retirement pension is sub- der inequality at the time of leaving the labour ject to having worked in the formal labour market reflects uneven employment histories market for a number of years, this issue marked by gender discrimination. The con- should be approached from through a life cept of discrimination is used here not in a course perspective (Elder et al., 2003; White, legal but in an effective sense, that is, in the 2011). Retirement, as the last transition in unequal treatment observed in the paid em- one’s work history, cannot be understood ployment market on gender grounds. without considering the time and place, the Two of the most important data sources interrelationships with family members and in the analysis of the labour market have the decisions regarding the labour market been used: the Spanish Continuous Working throughout the life course of an individual. Life Sample (Muestra Continua de Vidas La- Economic recessions, family situations and borales, known as MCVL by its initials in job stability are some of the factors that Spanish) from the Spanish Social Security shape the transition to the retirement sched- Department (only available for Spain) and the ule (Blöndal and Scarpetta, 1999; Gruber specific modules of the Labour Force Survey and Wise, 2002). More sociodemographic (Encuesta de Población Activa, known as characteristics such as the educational level EPA by its initials in Spanish) related to the and the generation to which people belong, transition to retirement. Using both data sets, as well as the opportunities and circum- the retirement patterns between men and stances of both sexes, also determine an women were compared through the event early or late withdrawal from employment, history analysis. The results for the years of regardless of the legal retirement age. There- contribution were extracted from the MCVL, fore, in addition to the effect on the transition and the different generations that entered the to retirement, career paths accumulate dif- labour market between 2004 and 2016 were ferent factors that in turn determine the dif- Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, April - June 2020, pp. 35-54 38 The State Retirement Pension in Spain: A Triple Form of Gender Discrimination ferences between men and women (Crystal conditions of eligibility for early retirement et al., 2016). and postponed the age for collecting a state Demographic and labour market dynam- pension. In contrast, it is more difficult to ics have generated a political-social concern analyse the situation of women, due to the about the pension system, which has trans- progressive increase in female employment formed the discourse into a promotion of ac- rates and the lower effect of the crisis on tive ageing by delaying the legal retirement women (Dudel et al., 2017). Female participa- age (Gómez, 2013; Chuliá, Garrido and Radl, tion in the labour market has continuously 2016). This concern has been accentuated grown since the 1970s and seems to be im- since the end of 2000 when, as a result of the mune to changes in the labour market. Spain financial and construction crisis, unemploy- is undergoing a generational change in the ment among the young population skyrock- population caused by an increase in the lev- eted causing an increase in the premature el of education and a greater level of com- withdrawal from employment by the over modification of female labour. The genera- 50s, who also found greater difficulties in re- tional change experienced by Spanish joining the labour market (Arnal et al., 2013). women spurs the study of the transition to Economic crises have an effect on retire- retirement for men and women, adopting a ment, although this has changed as a result longitudinal and gender perspective. of the of the 2011 legal reform. While in previ- Education also has a cross-sectional ef- ous periods of economic depression, such fect throughout the career path that results in as that of the 1980s, there was a trend to- some protection against crises and adversi- wards decreasing participation in the labour ties in the labour market (Garrido, 2010). A market that was fostered by an increase in higher education level increases both em- early retirement among men (Bernardi and ployability and the chances of finding stabil- Garrido, 2006), in the latest crisis labour ity in the market by reducing exposure to force participation rates did not decrease, vulnerability. In contrast, economic crises and the early withdrawal from employment have a greater impact on the population with took the form of unemployment benefits a low educational level, as they have fewer (Miret and Zueras, 2018). opportunities in the labour market and they As a result of the economic cycles, the find it more difficult to find a new job, which participation of men over 50 in the labour increases inequalities by educational level. In market has varied widely in recent decades. addition, the cumulative effect of education- Both employment and economic activity are al level on work history has an impact on strongly influenced by changes in the labour withdrawal from employment (Crystal et al., market, but they are also affected by so- 2016). While this issue has been widely re- ciodemographic characteristics (Miret and searched, studies have focused mainly on Zueras, 2018). With the so-called “industrial men, since women are less connected with restructuring” of the 1980s, male employ- paid work and large inequalities are found in ment for those over 60 declined as a result of participation rate among women by educa- the promotion of early retirement policies tional level (Kuh et al., 1997; Garrido, 2010; that encouraged them to withdraw from the Gómez, 2013). labour market at an early age, either by col- lecting unemployment benefits or a disability The gender gap: work history pension, which were used as a bridging and retirement mechanism, or through direct access to ear- ly retirement. The reforms that have been The traditional family model in Spain has implemented since then have tightened the been characterised by the division of gender Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, April - June 2020, pp. 35-54 Antía Domínguez-Rodríguez, Pilar Zueras and Pau Miret Gamundi 39 roles: historically the man was the main although it was always below the male em- worker outside the home and the breadwin- ployment rate. However, there was still a per- ner, whereas the woman engaged in domes- centage of women who did not return to the tic work and care tasks, and had little access labour market after a period when they were to the formal labour market (Garrido, 1993; exclusive engaged in family childcare (Anxo Moreno, 2005). Consequently, there is a et al., 2007), which increased the percentage higher percentage of women than men who of women who could not retire because they have never worked outside the household (or did not meet the prerequisites to do so. at least in the formal labour market). This per- Previous longitudinal studies have shown centage has decreased among the more re- a generational change with greater participa- cent generations of women, moving from tion of women in the labour market among more than 40% in cohorts born in the early the younger cohorts, who enter the labour 1900s to about 30% in cohorts born 40 years market but no longer leave it to raise a fam- later. However, this is still remote from the ily (Miret and Vidal, 2009). However, there is constant meagre rates found among men an increase in the number of people who (1%) (Pérez Díaz, 2001). In other words, while leave the labour market from the age of 50 to there has been a generational change in the care for dependent elderly people, mostly behaviours among men and women in the women. As a result, these women are often household and in the job market, the gender forced to reduce their working hours or leave gap still exists, with women remaining in the their employment, due to the difficulty in domestic sphere and men in the formal la- meeting these conflicting demands, which bour market in a greater proportion (Renteria has repercussions on their eligibility for a re- et al., 2017). The first hypothesis can be stat- tirement pension (Zueras et al., 2017). ed as follows: Thus, interruptions in women’s work his- H1: The proportion of women who have tory mainly result in non-employment, but contributed sufficiently to be eligible for a they also outnumber the interruptions faced state retirement pension has been in- by men (Cebrián and Moreno, 2015b). This creasing among cohorts, mainly due to an situation causes an increase in the age of increase in their educational level, al- women when leaving the labour market, though there is a substantial proportion of since they have to accrue more years of ser- the younger generations who have not vice in the hope of obtaining higher pensions made the minimum contribution neces- or even to be able to reach the minimum sary. number of years of service to be eligible for This 60-70% of the female population a pension at all (Radl, 2013; Cebrián and who have entered the formal labour market Moreno, 2015b). That is, their most unstable at some point have also faced difficulties in and irregular careers, also with lower wages, reaching the legal retirement age with an have an effect on their decision to retire, ideal or sufficient number of years of service which is delayed for economic reasons. This accrued to be entitled to a pension. suggests the following hypothesis: In the older generations, female employ- H2: Women retire later than men because ment showed very strong patterns due to the they need to remain in the labour market process of family formation, which were not to achieve the sufficient or desired num- seen among men (Fitzenberger, 2004). The ber of years worked to become eligible for employment rate of women at young ages a pension. decreased with either marriage or the birth of Another justification for the delay in leav- children, but rose again after the age of 50, ing employment is based on the selection Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, April - June 2020, pp. 35-54 40 The State Retirement Pension in Spain: A Triple Form of Gender Discrimination effect of women who reach retirement age by parative analysis with other European coun- educational level. That is to say, the greater tries, allowing for its replication in other labour participation of women with a higher countries. However, not all countries have educational level will produce a greater per- employment history records equivalent to the centage of women in the labour market with MCVL, nor have they standardised work his- higher education after the age of 50. In line tory records. Therefore, it was not possible to with the male pattern, one would expect that perform a comparative analysis between a higher educational level would result in a several European countries on this occasion. later withdrawal from the labour market (Miret The MCVL is a random sample of 4% of and Zueras, 2018). However, other studies the Spanish Social Security employment re- have shown that the late retirement of wom- cords. Data used was from 2004 to 2016, en is not due to the fact that a greater num- when contributions made, each registration ber of women with a higher educational level with and deregistration from the Social Secu- reach the final years of their work history rity system were recorded on a daily basis. (Radl, 2013). As far as retirement is concerned, only the Education has a protective effect on the month and year of pension collection was labour market, so it could be expected that recorded. Therefore, the MCVL consists of a people with a higher level of education would biographical file of contributions where each experience fewer interruptions or job losses, individual’s life is reconstructed and their and that they would reach an age close to the years of contribution to the state pension legal retirement age with a more stable ca- scheme are gradually accrued. There is also reer and having accrued a greater number of a file where retirement or disability pensions years worked. This would enable those with are recorded, once each person has fully and a higher educational level to withdraw from permanently withdrawn from employment. the labour market earlier, which supports the last hypothesis in this paper: By jointly using both files, a process can be described in which the subject either H3: The protective effect of educational keeps on contributing until the end of the ob- level results in more stable work careers served period (truncated information) or en- that enable an earlier withdrawal from em- ters retirement status (observed event). The ployment for those with a high level of analysis only considered the over 50s popu- education. lation that was linked to the Social Security system and had accumulated at least 15 years’ worth of contributions towards a pen- Sources and methodology sion. However, the analysis was carried out Sources: separately, considering age and contribu- tions, respectively, which gave a total sample A combination of two analysis sources was of 387,200 (152,059 individuals experienced used, which made it possible to study with- drawal from employment by sex according to the event) in the study of age, and 366,422 both educational level and number of years (131,681 retired) who had made contribu- of contributions to the Social Security sys- tions, where 38% and 36% were women, tem. The use of both sources enriched the respectively (the difference in the number of analysis by increasing the number of explan- cases was due to the presence of cases atory variables and, therefore, enhancing the without information on years contributed). explanation of the objective. In addition, The EPA for 2006 and 2012 had special thanks to the standardisation of the EPA by modules related to the transition from work- Eurostat, it is possible to carry out a com- ing life to retirement. In addition to containing Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, April - June 2020, pp. 35-54 Antía Domínguez-Rodríguez, Pilar Zueras and Pau Miret Gamundi 41 employment information, the EPA also in- prior to the survey and, consequently, both cludes the exact retirement age retrospec- surveys may contain information from the tively. These modules were only applied to same period. The Lexis diagram (Graph 1) the population that was between 50 and 69 shows the range of possible ages at retire- years old, who were working or who were not ment, the time period in which the event took employed but had had their last job after age place and the birth cohort of the population 49. The entire population between 50 and 69 at those ages at the time when each of the years of age who were unemployed were two surveys was conducted. The other de- covered by the analysis, even if their last job pendent variable is the number of years was before the age of 50. This allowed the worked, which was only available for 2006. identification of which part of the population Two duration variables were used to did not fall within the observation window study eligibility for a pension using the MCVL: and, therefore, would be outside of the sur- age and the number of years contributed to vey criteria, namely the retirement pension. the Social Security system. The age was cal- In this way, three different population groups culated taking into account the time (month were obtained: those who were collecting a and year) when the retirement pension was retirement pension (9,095, 30% women), the first collected. The Social Security authorities population that would collect a pension in the establish that, if an individual was being paid future (29,738, 45% women), and those who a permanent disability pension, at the age of have never met the requirements to be eligi- 65 this is changed to a retirement pension. ble for a pension (12,109, 88% women). Therefore, individuals were then covered Thanks to the question about the number who were claiming a disability pension and of years worked (only available from the 2006 were aged 65 years or older. The number of EPA) this could be used as a dependent vari- years contributed to a state pension were able. This was not equivalent to the number obtained by adding the years accrued of years accrued, since they were not neces- throughout the work history that also consid- sarily full-time or within the formal labour ered the partiality coefficient at the time of market, but it was an approximate measure calculation. Working histories have been filed of the duration of the work history that had and recorded by the Social Security authori- led to retirement. The part of the population ties since 1967. In addition, for those who that had not worked at least for 15 years or were retired and claiming a full pension who had not made contributions to the state whose records showed fewer than 35 years’ pension scheme for their years of service worth of contribution, for technical reasons it was eliminated from the analysis. Finally, a was assumed that they had made contribu- total sample was obtained that included tions for 37 years, to avoid inconsistencies. 13,607 people (of whom 27% were women): The main independent variable for both 9,240 had retired and therefore permanently sources was sex. The rest of the explanatory left the labour market. factors used in the analysis were different depending on the sources. The modules in Object of study and explanatory factors the EPA allowed the differences by educa- tional level to be studied using a variable pro- The first dependent variable in the EPA is the vided by database itself. This variable was age at which the retirement pension is first recoded into three categories following the collected. This happens retrospectively and, CNED-2000 classification provided by the therefore, corresponds to people who retired National Statistics Institute (Instituto Nacio- between 1986 and 2012. In other words, it nal de Estadística (INE)). The different cate- represents those who retired in the 20 years gories were grouped into three levels: low Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, April - June 2020, pp. 35-54 42 The State Retirement Pension in Spain: A Triple Form of Gender Discrimination GRAPH 1. Lexis Diagram. EPA Specific Modules for 2006 and 2012 70 69 68 67 66 65 64 63 62 61 60 59 58 57 56 55 54 53 52 51 50 Año de Retirement 1936 1986 1937 1987 1938 1988 1939 1989 1940 1990 1941 1991 1942 1992 1943 1993 1944 1994 1945 1995 1946 1996 1947 1997 1948 1998 1949 1999 1950 2000 1951 2001 1952 2002 1953 2003 1954 2004 1955 2005 1956 2006 1957 2007 1958 2008 1959 2009 1960 2010 1961 2011 1962 2012 jubilación year Año de Year of birth nacimiento Source: Developed by the author. EPA Specific Modules for 2006 and 2012. education level (illiterate, primary school and able, since it comes from the Ongoing Popu- first stage of secondary school), middle edu- lation Register, where there is no mandatory cation level (second stage of secondary requirement to record the educational level, school) and high educational level (high level which causes a large percentage of missing of vocational training and university information. In addition, the last comprehen- education)2. In addition, observing the Lexis sive update of this source dates from 1996 diagram (Graph 1), it seemed that the ap- and currently the updating process is a juris- proach by generations was more appropriate dictional capacity of the various autonomous than by survey year. In this way, the patterns regions. In fact, when comparing the distri- by generation were compared and changes butions between the two samples it can be in people leaving the labour market (early or seen that there is an overestimation of the late retirement according to the birth cohort) low educational level, and an underestima- were observed. tion of a high educational level. Therefore, it Although the MCVL contained informa- was decided not to use the MCVL for the tion on educational level, the Social Security analysis by educational level. authorities have warned that the educational level in the MCVL may not be sufficiently reli- Techniques: The technique used was a survival analysis 2 Those categories where the value does not appear in using non-parametric descriptive methods, the CNED-2000 classification document were coded as missing cases. These represented 0.3% of the total (104 particularly the Kaplan-Meier estimator, since cases), where 61% were men and 96% were retired. continuous time was assumed in both sourc- Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, April - June 2020, pp. 35-54 Antía Domínguez-Rodríguez, Pilar Zueras and Pau Miret Gamundi 43 es. This type of analysis studies the patterns In this way, as in the MCVL the main inter- and correlations of a given phenomenon, est lies in gender differences in calendar time which changes from a state j to a state k, according to contributions to the social se- where change is not restricted to a certain curity system, an analysis was made of time moment in time (Kleinbaum and Klein, 2005; “age”, controlling for contribution. As the ef- Bernardi, 2006; Blossfeld et al., 2007). This fect of sex was not proportional, a feasible technique allowed the modulation of the la- alternative was to apply an Extended Cox bour market exit patterns to be observed Model through a piecewise function (Klein- throughout our observation window. baum and Klein, 2005). To contrast the func- In the EPA, the population aged between tions or variables in this study, a Heaviside 50 and 69 and between 15 and 50 were stud- step function was used, which generates a ied for the 2006 analysis. In the MCVL, there function for each time interval analysed in a was a window for the analysis of age from simple way, assuming that the effect was between 50 and 90 years old (although the constant throughout each interval (Klein- graphical representations show up to 80 baum and Klein, 2005). In this case, the sex years old) and another for the contributions variable was defined for each time interval to the social security system from between studied. 15 and 50 years worked. Given that in the EPA the main interest The β coefficients from the Cox propor- lies in the differences by educational level, tional models were analysed according to the the analysis was carried out separately for different sociodemographic variables in or- men and women. Once the division by sex der to further investigate the differences by was performed, the proportionality analysis gender. These semi-parametric models do was repeated. In addition, the log-rank test not need a prior assumption about the tem- was used to compare survival functions and poral distribution of the transition rate, thus verify whether the differences by sex accord- focusing attention on the effect of covariates ing to educational level were significant or (Bernardi, 2006; Allison, 2014). not (Rabe-Hesketh and Everitt, 2007). Proportional models operate under the To eliminate the effect of education on the assumption that the effects of the indepen- population who will not be eligible for a retire- dent variable cause only a proportional shift ment pension using the EPA, a direct stan- upwards or downwards, without changing its dardisation was carried out with the structure shape (Bernardi, 2006). That is, the intensity by educational level of the population born in of the differences between the categories of 1936 by sex. This showed the effect of edu- the variables is constant throughout the anal- cation on eligibility for a retirement pension. ysis window, so time does not determine the effect of covariates on the transition rate. Two tests were applied to corroborate the TABLE 1. Proportionality test proportionality of the independent variables: interaction with time and Chi-Square. The chi2 df Prob>chi2 results showed a significant interaction for Sex MCVL 1,660.6 1 0.00 sex in both sources, as well as significant re- Sex EPA 21.4 1 0.00 sults for the Chi-square proportionality tests Education 1.26 2 0.53 (Table 1). In contrast, it can be assumed that the rest of the sociodemographic variables Generation 1.79 2 0.41 (education and generation) were proportion- Source: Developed by the author. EPA special modules for al, since results were not significant. 2006 and 2012. MCVL for 2004-2016. Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, April - June 2020, pp. 35-54 44 The State Retirement Pension in Spain: A Triple Form of Gender Discrimination Results Graph 2 shows the proportion of the population that was outside the labour mar- As mentioned above, three groups can be ket without receiving a retirement pension. distinguished using the EPA modules: the re- While there was no substantial change be- tired population, the population that can po- tween cohorts among men (it remained be- tentially retire, and the population who are low 10%), there was a generation effect not exposed to the event, as they do not among women that had an impact on how meet the requirements. Education was used the situation changed over time: the young- as an approximation of social class and, in er a cohort was, the greater their participa- addition, it was one of the main determinants tion in the paid labour market, moving from for entry into the labour market. Table 2 60% not entitled to a pension among the shows the distribution of the population of older generations (born from 1936 to 1940) the two EPA modules by sex and education- to 20% among the younger generations al level and their relationship with the retire- (born between 1958 and 1962). In short, 1 in ment pension. Among the population that 5 women among the youngest generations was not exposed to the event, females had a observed did not have a long enough paid lower educational profile than males. In addi- work history to be eligible for a retirement tion, the difference in the number of cases pension. was especially significant among those who are not eligible for a retirement pension: only The hypothesis that underlies this first 8% of men versus 42% of women are not part of the research is that the greater par- entitled to a retirement pension. However, the ticipation of women in the labour market was distribution by educational level, both for due to the substantial increase in education- those who were exposed to the event and for al levels. Thus, Graph 2 also shows the stan- retirees, was similar for men and women of dardised curve by educational level, accord- all categories. ing to the distribution of the generation born TABLE 2. Distribution of the population by educational level and sex according to their relationship with retirement, Survey 2006 and 2012 Exposed (Retired) Not exposed (%) (%) Men Low 60.66 (68.92) 76.81 Medium 16.47 (11.83) 12.48 High 22.87 (19.25) 10.72 Total N 16313 (6395) 1478 Women Low 60.35 (67.46) 83.45 Medium 17.72 (11.94) 10.78 High 21.93 (20.61) 5.77 Total N 13,425 (2700) 10,631 Note: Weighted percentages. Source: Developed by the author. EPA special modules for 2006 and 2012. Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, April - June 2020, pp. 35-54 Antía Domínguez-Rodríguez, Pilar Zueras and Pau Miret Gamundi 45 GRAPH 2. Proportion of the population that will never retire by sex and generation, standardising by educational level. Reference population: generation from 1936 70% 60% 50% 40% 30% 20% 10% 0% 1936 1937 1938 1939 1940 1941 1942 1943 1944 1945 1946 1947 1948 1949 1950 1951 1952 1953 1954 1955 1956 1957 1958 1959 1960 1961 1962 Standardized Men_36 Standardized Women_36 Men Women Source: Developed by the author. EPA special modules for 2006 and 2012. in 1936. If the distribution by education had levels, particularly among those with low not changed, the percentage of women not educational level. However, among the eligible for a retirement pension would be youngest, almost a third of those with a low somewhat greater than the current one. That educational level and 10% of those with is, the educational expansion explains only a higher educational level will not reach the small part of the decrease in the percentage minimum requirements to be eligible for a of women who are not entitled to a retirement retirement pension. pension. The highest probability of going into re- The probability of exclusion from retire- tirement was at 65, regardless of sex. How- ment was (i) lower the higher the level of ever, men were more likely to do so between education and (ii) higher among women 60 and 64 years (Graph 3). (Table 3). In addition, when comparing the In the distribution of retirement by contri- group of the oldest generations (1936-1941) bution, a different pattern by sex was seen with the youngest generations analysed (Graph 3). While there was a significant pro- (1958-1962), it was found that the propor- portion of women who withdrew from employ- tions remained practically stable among ment after 15 years of contribution to a state men: around 7% among those with a high pension scheme (minimum threshold), the level of education (10% in younger genera- probability of men’s retirement did not start tions), 4% among males with intermediate until they had paid contributions for 25 years. level of education, and 3% among men with For both sexes, the probability increased low educational levels. In contrast, this var- strongly from 35 years’ worth of contributions ied significantly among women, as it was (the threshold to be eligible for the maximum reduced to more than half at all educational amount of state pension benefits). Yet, the Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, April - June 2020, pp. 35-54 46 The State Retirement Pension in Spain: A Triple Form of Gender Discrimination TABLE 3. No eligibility for a state pension by education level and sex (%) Total Men Women Low 7.23 45.65 Medium 4.45 26.97 High 2.80 13.77 Generations 1936-1941 Men Women Low 6.21 61.62 Medium 4.06 47.23 High 2.95 26.93 Generations 1958-1962 Men Women Low 10.14 27.60 Medium 4.57 20.96 High 3.25 10.27 Note: Weighted data. Source: Developed by the author. EPA special modules for 2006 and 2012. highest probability occurred quite a bit later: of the women had retired, while 40% of the specifically, when they had accrued between men had already retired. In addition, while 40 and 45 years’ worth of contributions. 15% of the men had retired before having The pattern identified in connection with contributed for 35 years, that percentage withdrawing from employment showed how was 35% among women. women retired later, but having contributed This section analyses the probability of an for fewer years (Graph 4). Thus, at 65, 20% individual retiring based on their sex (first mod- GRAPH 3. Retirement rates by age and by years contributed to a state pension, by sex (2004-2016) Distribution by age Distribution by contribution 50% 10% 40% 8% 30% 6% 20% 4% 10% 2% 0% 0% 50 52 54 56 58 60 62 64 66 68 70 72 74 76 78 80 15 19 23 27 31 35 39 43 47 51 55 Men Women Men Women Note: The analysis was carried out for up to 90 years old. Source: Developed by the author, MCVL. Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, April - June 2020, pp. 35-54 Antía Domínguez-Rodríguez, Pilar Zueras and Pau Miret Gamundi 47 GRAPH 4. Length of time in the labour market by sex in the period 2004-2016 Note: The analysis was carried out for up to 90 years old. Source: Developed by the author, MCVL. el) and adjusting for the years’ worth of contri- contribution, women had a lower risk of retire- butions to a state pension scheme (second ment, that is, they stayed in the labour market model) (Graph 5), using the function defined in for longer. By age interval, it can be seen how three age intervals (50- 60, 61-65, 66+). Values the differences between men and women de- greater than 1 indicate a higher transition rate, creased with increasing age. that is, a greater probability of retirement than Introducing the years’ worth of contribu- the reference population. In all age groups it tions to the Social Security system changed was observed how, before controlling for the the results of the model. In the 50-60 age GRAPH 5. Retirement risk ratio by sex and contribution, 2004-2016 Note: The reference population was the men in each age group and the categories marked with *c indicate that they were also controlled for by the number of years contributed to a state pension. Source: Developed by the author, MCVL. Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, April - June 2020, pp. 35-54 48 The State Retirement Pension in Spain: A Triple Form of Gender Discrimination GRAPH 6. C  hange in retirement patterns by generation and sex Source: Developed by the author. EPA special modules for 2006 and 2012. range, women had a lower risk ratio, although from employment was later among women the distance decreased. In the legal retire- in all generations. Men accounted for 25% ment ages the differences disappeared, and of retirees at the age of 60, while women did even the probability of women slightly but not reach this percentage until the age of significantly exceeded 1. And finally, for those 64. In addition, around 20% of women re- who retired after 65, women were at greater mained in the labour market beyond 65 risk. Therefore, the gender differences in years, which accounted for less than 10% terms of calendar time were explained by the of men. That is, the data seen in the MCVL differences in the lengths of work careers. (Graph 4) was thus confirmed: that men had Graph 6 relates to generational and gen- a greater risk of leaving the labour market der changes and shows that withdrawal early. GRAPH 7. Distribution of educational level by sex and generation. EPA special modules 100% 90% 80% 70% 60% 50% 40% 30% 20% 10% 0% 1936-47 1948-53 1954-62 1936-47 1948-53 1954-62 Men Women Low Medium High Source: Developed by the author. EPA special modules for 2006 and 2012. Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, April - June 2020, pp. 35-54 Antía Domínguez-Rodríguez, Pilar Zueras and Pau Miret Gamundi 49 GRAPH 8. Patterns of length of time in the labour market by educational level and sex Source: Developed by the author. EPA special modules for 2006 and 2012. While for both sexes the older genera- addition, among the population with a high tions hardly experienced changes, the educational level there were no significant younger generations showed a slight delay in differences by sex, according to the log-rank leaving the labour market, which was more test of equality of survival functions. pronounced in the case of men. Therefore, Thus, women with a high level of educa- from this point the 1936-1947 generations tion retired before the rest of the women, and are analysed together. this trend remained beyond 65 years of age. One of the main generational changes However, men up to 65 years old had a very identified was the increase in the educational similar pattern by educational level, but over level. The most significant structural change this age those with university studies re- among both men and women was the de- mained in the labour market until later. crease in low educational level. This meant that the percentage was mainly redistributed The segregated analysis by sex shows to the intermediate educational level and a that the generation effect was the same for tendency appeared towards an increase in men and women, with significant differences people with high educational level (Graph 7). among all categories: the younger genera- In addition, gender differences were reduced tions delayed their retirement more, after and even reversed to a higher level of educa- controlling for the change in their composi- tion among women. tion by education level (Table 4). The proba- The most remarkable patterns in terms of bility by educational level differed between leaving the labour market by educational men and women. While better educated men level was that, while women with a low and remained in the labour market for longer, al- middle educational level continued to retire though without significant differences, wom- later than men, from the age of 60 onwards, en who had a higher educational level had a women with a higher educational level had a higher risk of retiring, with significant differ- similar pattern to that of men (Graph 8). In ences among all educational levels. Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, April - June 2020, pp. 35-54 50 The State Retirement Pension in Spain: A Triple Form of Gender Discrimination TABLE 4. Cox regression by educational level and generation according to sex Men Women Haz. ratio Sig. li ls Haz. ratio Sig. li ls Low 1.00 Ref. - - 1.00 Ref. - - Educational level Medium 1.05 0.28 0.96 1.13 1.15 0.03 1.01 1.31 Hide 0.96 0.21 0.90 1.02 1.78 0.00 1.61 1.96 1936-47 1.00 Ref. - - 1.00 Ref. - - Generation 1948-53 0.73 0.00 0.68 0.79 0.70 0.00 0.62 0.79 1954-62 0.33 0.00 0.26 0.42 0.22 0.00 0.14 0.33 Note: The interaction between sex and generation did not show any significant differences. Source: Developed by the author. EPA special modules for 2006 and 2012. It is reasonable to think that the different threshold to be entitled to a full pension, and calendars by sex and educational level is as- differences by educational level appeared af- sociated with the length of the work history. ter 40 years, with the most educated retiring Thanks to the question about the number of having worked fewer years. In contrast, the years worked in the 2006 EPA module, it was difference among women can be seen from possible to analyse the patterns related to the early stages of eligibility for a state pen- withdrawal from employment by years sion: women with lower educational levels worked according to sex and educational retired having worked fewer years. Some 25% level (Graph 9). of women with a low level of education (and Regardless of the educational level, retire- 15% of those with a higher educational level) ment was rare among men before the 35-years had already retired after having worked for 35 GRAPH 9. Survival function by years worked and educational level, by sex. Survey from 2006 Low Medium High Note: Log-rank tests reported significant differences by sex and educational level. Source: Developed by the author. EPA special modules for 2006 and 2012. Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, April - June 2020, pp. 35-54 Antía Domínguez-Rodríguez, Pilar Zueras and Pau Miret Gamundi 51 years, that is, with pensions below 100% of continued to retire later. It will be necessary to the benefit amount. In addition, it was ob- wait until baby-boomers reach the legal retire- served that women with a higher educational ment age to analyse their specific behaviour. level remained in the labour market for longer, The third form of discrimination relates to but once they reached 35 years’ worth of con- the protective effect of educational level, tributions, retirement was accelerated, even which facilitates an earlier withdrawal from more than among men. employment for those with a high education- al level. It was confirmed that women with a high educational level retired before the rest Conclusions of the women and showed similar patterns to This study is an in-depth investigation of the those of men in this regard, especially to inequalities between men and women at re- those with a high educational level. In addi- tirement according to age, years’ worth of tion, 25% of women with a low education contribution to a state pension scheme and level had retired before they had worked for educational level. Gender discrimination 35 years, and therefore had failed to meet the throughout the working life places women in requirements for a full pension. That is, a disadvantageous position when it comes to among women, the effect of education on earning a pension. employment reflected a greater probability of The three main forms of discrimination being in work, which in turn enabled the ac- included in the initial hypotheses were con- crual of years worked in more stable jobs. firmed. The first focused on the female popu- This meant being eligible for a retirement lation who did not meet the requirements to pension earlier (Radl, 2013; Cebrián and be eligible for a retirement pension, which Moreno, 2015a). In contrast, men with a high has certainly decreased, partly due to educa- level of education remained in the labour tional expansion but mainly to generational market for longer after 65 years of age (Miret change. This percentage fell from 60% to and Zueras, 2018), although this difference 20% between the 1936-1941 and 1958-1962 was not statistically significant. cohorts. However, among the most recent Thus, while it seems that men left the la- generations, 30% of women with a low edu- bour market later because of their better cational level still did not have enough years’ conditions (since they prolonged their work- worth of contributions to the Social Security ing life despite meeting the requirements to system to be entitled to a state pension. retire), women who stayed longer in the la- The second form of discrimination referred bour market did so when faced with the need to the requirements for retirement. Women are to accrue the minimum number of years’ compelled to retire later because they need to worth of contributions to the Social Security have sufficient years’ worth of contributions system in order to be eligible for or to en- to a state pension scheme. In other words, if hance their pension benefits. the number of years contributed between the In conclusion, the gap found in retirement, sexes were equated, female retirement would with a delay in women’s age when they with- be close to that of men at the legal retirement draw from employment, is explained by un- age, which would eliminate the need for them equal work histories, where women are char- to prolong their working years. acterised by being less eligible for a retirement It was also seen how among women, for pension and by having fewer years’ worth of the same generation and age, access to retire- contributions to the Social Security, probably ment was 10 percentage points below men, due to discontinuous careers or shorter work- that is, even the younger cohorts of women ing hours. As women with a higher educa- Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, April - June 2020, pp. 35-54 52 The State Retirement Pension in Spain: A Triple Form of Gender Discrimination tional level showed similar patterns to those de vida y estrategias en el mercado laboral”. Cua- of men (by age and years worked), an increase dernos de Relaciones Laborales, 31(2): 281-311. doi: 10.5209/rev_CRLA.2013.v31.n2. 43221 in the level of education will lead to improve- ments in retirement pensions for women. Bernardi, Fabrizio (2006). Análisis de la historia de Acontecimientos. Madrid: CIS. However, there are other external factors that can change the generational trend, such as Bernardi, Fabrizio and Garrido, Luis (2006). “Men’s Late Careers and Career Exits in Spain”. In: the economic crisis and business decisions Blossfeld, H.P.; Buchholz, S. and Hofäcker, D. (Blöndal and Scarpetta, 1999; Gruber and (eds.). Globalization, Uncertainty and Late Ca- Wise, 2002). Thus, even though women’s en- reers in Society. Abingdon: Routledge. try into the labour market continues to in- Blanco, Mercedes (2011). “El enfoque del curso de crease, if due to the economic crisis Social vida: orígenes y desarrollo”. Revista Latinoame- Security funding is reduced and this affects ricana de Población, 5(8): 5-31. care (Zueras et al., 2017), and the family- Blöndal, Sveinbjörn and Scarpetta, Stefano (1999). based normative environment continues to “The Retirement Decision in OECD Countries”. expel women from the labour market to en- OECD Economics Department Working Papers, gage exclusively in the domestic economy, 202. doi: 10.1787/565174210530 female labour patterns will remain more un- Blossfeld, Hans-Peter; Golsch, Katrin and Rohwer, stable than male ones and, therefore, the re- Götz (2007). Event History Analysis with Stata. London: LEA Publishers. tirement age among women will continue to be delayed (Cebrián and Moreno, 2015a). In Cebrián, Inmaculada and Moreno, Gloria (2015a). “The Effects of Gender Differences in Career In- this sense, it is necessary to continue chang- terruptions on the Gender Wage Gap in Spain”. ing gender roles, fostering the entry of women Feminist Economics, 21(4): 1-27. doi: 10.1080/ into the labour market and promoting equity 13545701.2015.1008534 in household and care tasks. Cebrián, Inmaculada and Moreno, Gloria (2015b). The study confirmed that the Spanish pen- “Tiempo cotizado, ingresos salariales y sus con- sion system reproduces the existing labour secuencias para las pensiones: diferencias por market gender inequalities. The substantial género al final de la vida laboral”. Cuadernos de Relaciones Laborales, 33(2): 311-328. doi: differences in careers, modulated by genera- 105209/rev_CRLA.2015.v33.n2.50318 tion and educational level, are transferred to Chuliá, Elisa; Garrido, Luis and Radls, Jonas (2016). retirement and eligibility for a state pension. “Ebb and Flow of Early Retirement: Pension Re- form and Labor Market Participation of Older Work- ers in Spain”. In: Hofäcker, D.; Hess, M. and König, Bibliography S. (eds.). Delaying Retirement. London: Macmillan Publishers Ltd. doi: 10.1057/978-1-137-56697-3 Alaminos, Estefanía and Ayuso, Mercedes (2019). “Marital Status, Gender, Mortality and Pensions: Comisión Europea (2012). Libro Blanco: Agenda para The Disadvantages of Being Single in Old Age”. unas pensiones adecuadas, seguras y sosteni- Revista Española de Investigaciones Socioló- bles. Available at: https://eur-lex.europa.eu/Le- gicas, 165: 3-24. xUriServ/LexUriServ.do?uri=COM:2012:0055: FIN:ES:PDF Allison, Paul D. (2014). Event History and Survival Crystal, Stephen; Shea, Dennis G. and Reyes, Adriana Analysis. New York: SAGE. M. (2016). “Cumulative Advantage, Cumulative Anxo, Dominique; Fagan, Colette; Cebrian, Inmacu- Disadvantage, and Evolving Patterns of Late-Life lada and Moreno, Gloria (2007). “Patterns of La- Inequality”. The Gerontologist, 57(5): 910-920. bour Market Integration in Europe —a Life Course doi: 10.1093/geront/gnw056 Perspective on Time Policies”. Socio-Economic Dudel, Christian; López Gómez, María Andrée; Bena- Review, 5(2): 233-260. doi: 10.1093/ser/mwl019 vides, Fernando G. and Myrskylä, Mikko (2017). Arnal, María; Finkel, Lucía and Parra, Pilar (2013). “Cri- “The Length of Working Life in Spain: Levels, sis, desempleo y pobreza: analisis de trayectorias Recent Trends, and the Impact of the Financial Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, April - June 2020, pp. 35-54 Antía Domínguez-Rodríguez, Pilar Zueras and Pau Miret Gamundi 53 Crisis”. European Journal Population. doi: 10. Möhring, Katja (2015). “Employment Histories and 1007/s10680- 017-9458-9 Pension Incomes in Europe: A Multilevel Analysis Elder, Glen H. Jr.; Kirkpatrick Johnson, Monica and of the Role of Institutional Factors”. European Crosnoe, Robert (2003). “The Emergence and De- Societies, 17(1): 3-26. velopment of Life Course Theory”. In: Mortimer, J. Möhring, Katja (2018). “Is there a Motherhood Pen- T. and Shanahan, M. J. (eds.). Handbook of the alty in Retirement Income in Europe? The Role Life Course. Boston, Massachusetts: Springer. of Lifecourse and Institutional Characteris- Fitzenberger, Bernd; Schnabel, Reinhold and Wun- tics”. Ageing and Society, 38(12): 2560-2589. derlich, Gaby (2004). “The Gender Gap in Labor Moreno, Almudena (2005). “Empleo de la mujer y Market Participation and Employment: A Cohort familia en los regímenes de bienestar del sur de Analysis for West Germany”. Journal of Popula- Europa en perspectiva comparada. Permanencia tion Economics,17(1):83-116. doi: 10.1007/s00 del modelo de varón sustentador”. Revista Espa- 148-003-0141-6 ñola de Investigaciones Sociológicas, 112: 131-163. Garrido, Luis (1993). Las dos biografias de la mujer Pérez Díaz, Julio (2001). Transformaciones sociode- en España. Madrid: Ministerio de Asuntos Socia- mográficas en los recorridos hacia la madurez. les/Instituto de la Mujer. Las generaciones españolas 1906-1945. Madrid: Garrido, Luis (2010). “El impacto de la crisis sobre la Universidad Nacional de Educación a Distancia. desigualdad en el trabajo”. Papeles de Economía [Doctoral Thesis]. Available at: http://digital.csic. Española, 124: 46-68. es/bitstream/10261/ 16849/1/Tesis.pdf, access july 20, 2018. Gómez León, Madelín (2013). Salidas de ocupación de los adultos mayores en España, 1956-2012. Uni- Rabe-Hesketh, Sophia and Everitt, Brian (2007). A versidad Autónoma de Barcelona. [Doctoral Thesis] Handbook of Statistical Analyses Using Stata. Available at: https://www.tdx.cat/handle/10803/ Texas: Chapman & Hall/CRC. 129086, access july 10, 2018. Radl, Jonas (2013). “¿Por qué las mujeres en Espa- Gruber, Jonathan and Wise, David (2002). “Sistemas ña se jubilan más tarde que los hombres?”. Re- de Seguridad Social y jubilación en el mundo”. vista Española de Investigaciones Sociológicas, Cuadernos Económicos del ICE, 65: 9-43. 142: 109-122. doi: 10.5477/cis/reis.142.10 Kleinbaum, David.G. and Klein, Mitchel (2005). Sur- Renteria, Elisenda; Scandurra, Rosario; Souto, Gua- vival Analysis. A Self-Learning Text. Bethel Island, dalupe and Patxot, Concepció (2017). Mujeres y California: Springer. hombres, consumo y producción a lo largo de la vida. Una relación desigual. Observatorio Social Kuh, Diana; Head, Jenny; Hardy, Rebecca and Wad- de “la Caixa”. Available at: https://observatorio- sworth, Michael (1997). “The Influence of Educa- sociallacaixa.org/-/mujeres-y-hombres-consu- tion and Family Background on Women’s Earn- mo-y-produccion-a-lo-largo-de-la-vida-una-rela- ings in Midlife: Evidence from a British National cion-desigual, access july 20, 2018. Birth Cohort Study”. British Journal of Sociology of Education, 18(3): 385-405. doi: 10.1080/ Robert Schuman Foundation (2018). Retirement Sys- 0142569970180305 tems in the European Union. Available at: https:// www.robert-schuman.eu/en/dossiers-pedagogi- Miret Gamundi, Pau and Vidal Coso, Elena (2009). ques/connaitre-europe/systemes-de-retraites. “Evolución histórica de la vida laboral en España pdf, access june 20, 2018. de 1976 a 2006”. In: López, L.; Abellán, A. and Godenau, D. (eds.). Envejecimiento, despobla- Zueras, Pilar; Spijker, Jeroen and Blanes, Amand ción y territorio. León: Universidad de León. (2017). “Evolución del perfil de los cuidadores de personas de 65 y más años con discapacidad en Miret Gamundi, Pau and Zueras, Pilar (2018). “Pro- la persistencia de un modelo de cuidado familiar”. tección pública frente a la crisis. El caso de los Revista Española de Geriatría y Gerontología, varones de 51 a 64 años en España, 1976-2016”. 53(2): 66-72. doi: 10.1016/j.regg.2017. 07.004 Revista Internacional de Sociología, 76(2). doi: 10.3989/ris.2018.76.2.16.89 RECEPTION: March 23, 2018 REVIEW: April 11, 2019 ACCEPTANCE: June 26, 2019 Reis. Rev.Esp.Investig.Sociol. ISSN-L: 0210-5233. Nº 170, April - June 2020, pp. 35-54