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5 El estudio de la movilidad social en la ciudad de Buenos Aires (2012-2015)

Analizada anteriormente la relación clase social / bienestar material, en este capítulo nos proponemos retroceder, en términos causales y temporales, al estudio de la conformación y estructuración de las clases sociales. Una de las formas de acceder teórica y empíricamente a dicha empresa es a través del estudio de la movilidad social intergeneracional. Como lo hemos definido anteriormente, cuando nos referimos a movimientos, lo hacemos pensando en aquellos cambios o permanencias que ocurren dentro de la estructura de clases, tomando como referencia la posición de los hijos (específicamente, de los hogares a los cuales pertenecen dichos hijos) respecto a la posición de los padres/madres (específicamente, de los hogares que habitaban los hijos a los 15 años). Visto de otro modo y poniendo el énfasis en los diferentes puntos de partida que puede presentar un hogar de una determinada clase, la noción de “trayectoria de clase” (Bourdieu, 1990, 2012a; Cachón Rodríguez, 1989; Pla, 2012) se torna ilustrativa.

Pocas encuestas sobre movilidad social, además de las utilizadas en esta tesis, se han realizado sobre la CABA o permiten desagregar los datos a dicho nivel, particularmente pueden citarse aquellas realizadas por Rubinstein (1973) y Jorrat (1997). Utilizaremos las dos encuestas descritas en el apartado metodológico: la EMSyOSA de 2012-2013 y la ENES de 2014-2015. Si bien dichas encuestas fueron realizadas hacia el final del período neodesarrollista, las mismas permiten observar algunas tendencias y características referidas a la estructura de clases reciente, que han quedado relativamente cristalizadas. Como bien señala Dalle (2016: 182), comprender la estructura social actual mediante una “foto fija” resulta una tarea de suma dificultad, en la medida en que en dicha “foto” se combinan procesos y huellas de períodos de más largo y corto alcance. De este modo, las encuestas utilizadas, más que proveernos de una imagen fiel de la estructura de clases y los procesos de movilidad atribuibles al período neodesarrollista, nos permiten, una aproximación al mismo, así como de momentos históricos anteriores.

A los fines prácticos y en función de las preguntas de investigación, hemos decidido separar el capítulo en cuatro partes, desarrollando la segunda hipótesis de trabajo planteada en la introducción. En primer lugar, respondemos a algunas preguntas básicas e iniciales para adentrarse al estudio de la movilidad social: ¿Cuánta movilidad social existe? ¿Qué dirección tienen esos movimientos? ¿En qué medida el cambio estructural habilitó una transformación en la estructura de clases? Para esto recurrimos al estudio de la movilidad absoluta, que tiene como insumo básico el análisis de los porcentajes en una tabla de movilidad. Puede entenderse como un modo “global” de estudio del fenómeno, ya que se abordan combinadamente factores exógenos (cambio social, económico, demográfico, etc.) y endógenos (competencia, habilidades, logro educativo, etc.) que intervienen en el proceso (Benza, 2014: 66). En segundo lugar, presentamos un estudio de la movilidad relativa que consiste en el análisis de los patrones de movilidad social “netos” de los factores exógenos descritos en el apartado anterior (Erikson y Goldthorpe, 1992; Fachelli y Lopez-Roldán, 2012; Goldthorpe, 2010a). Esto implica un abordaje comparativo de las probabilidades que tienen individuos de distintos orígenes sociales de acceder a una posición de destino y, por ello, es considerado como una técnica eficaz para observar el nivel de igualdad o desigualdad de oportunidades (Solís y Boado, 2016: 4), aspecto conceptual central para esta tesis y desarrollado en el capítulo 1. Teniendo como insumo básico las tablas de movilidad, en este capítulo proponemos dos formas de análisis del patrón de fluidez: en primer lugar, a partir del estudio de las “razones de momios” (odds ratios) de acceso a distintas clases sociales y, en segundo lugar, a partir de la modelización de distintas hipótesis teóricas sobre la movilidad a partir de regresiones log-lineales. En tercer lugar, presentamos distintas modelizaciones que permiten responder al interrogante sobre qué factores intervienen en el proceso de movilidad social, cuánto “pesa” cada uno de estos y en qué medida los mismos se transmiten de forma directa y/o indirecta (Blau y Duncan, 1967; Breen, Karlson, y Holm, 2013; Menés, 1993; Zenteno y Solís, 2006). Principalmente se pone el foco en los efectos de clase (de origen) y del nivel educativo (de origen e individuales), realizándose determinados controles por género, cohorte y lugar de nacimiento.

5.1. Cambio estructural y patrones de movilidad social

En este capítulo caracterizaremos las tendencias de movilidad social halladas en la CABA a partir de los relevamientos de 2012-2013 y 2014-2015. El abordaje se inspira y replica las preguntas y las técnicas llevadas adelante por la primera generación de estudios de movilidad social, quienes básicamente se cuestionaron por la cantidad de movilidad social existente en las sociedades industriales así como por su dirección y fuerza. Los datos básicos para el estudio de la movilidad absoluta surgen de la tabla de movilidad que relaciona la posición de clase actual de los hogares encuestados y la posición que ocupaba el hogar del miembro dominante cuando este tenía 15 años.

En primer lugar resulta central comparar el modo en que las estructuras presentes y pasadas se configuraban, en tanto camino de aproximación a la comprensión de los cambios ocurridos en la misma. La estructura de destino, es decir, aquella que representa al sistema de clases sociales y estratos para los años 2012-2015, fue analizada en el subcapítulo 4.2, correspondiendo las variaciones aquí presentadas a cuestiones muestrales[1]. Las tablas 5.1 y 5.2 ilustran las transformaciones ocurridas a nivel de clase social y estratos del CSO, así como las variaciones porcentuales respecto al tamaño que asumían los grupos para la estructura de origen.

Tabla 5.1. Estructura de clases de origen y destino y variación en pp. intergeneracional. CABA 2012-2015 (en porcentaje)

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Fuente: elaboración propia en base a EMSyOSA y ENES-PISAC.

Tabla 5.2. CSO de origen y destino y variación % intergeneracional. CABA 2012-2015 (en porcentaje)

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Fuente: EMSyOSA y ENES-PISAC.

Al igual que lo observado en el subcapítulo 4.2, las “clases medias” (tres primeras clases sociales) adquieren un peso central en la estructura de destino, representando en su totalidad entre un 61% y un 70% de los hogares estudiados. En este sentido, la clase media técnica-rutinaria es la que mayor representación adquiere (30%-31%), conformada por los estratos técnicos y de administrativos y vendedores. En segundo lugar, la clase trabajadora calificada mantiene aún su peso relativo en la estructura socio-ocupacional de la ciudad, duplicando, o casi triplicando según el año, a la clase trabajadora no calificada (22%-25% vs 8%-14%). Finalmente la importante participación de la clase directiva-profesional (17%-25%), explicada principalmente por el estrato de profesionales en función específica, marca otro rasgo particular de la estructura socio-ocupacional, tal como lo hemos explayado anteriormente.

Ahora bien, ¿Qué sucede al observar la estructura de clases de origen? ¿Qué representan “realmente” dichos porcentajes? La estructura de la clases pasada, representada a partir de lo que denominamos como origen, no corresponde a ningún momento concreto anterior, sino que recoge una mezcla de las diversas estructuras de clases que han existido en el periodo comprendido entre la vida laboral de los padres y madres más antiguos y la de los más jóvenes o recientes. La estructura de clases de destino (o de los hijos/as), en cambio, si refleja, aproximadamente, la estructura de clases en el momento de realizada la encuesta (Kerbo, 1998: 162). Aunque no puede hablarse de una estructura pasada concreta, la información de la estructura de clases de origen nos permite evidenciar los cambios que se han producido intergeneracionalmente.

A grandes rasgos ¿cuáles fueron las transformaciones ocurridas en la estructura de clases, tomando como punto de observación el período neodesarrollista respecto a momentos históricos anteriores?[2]

1) Aumento de la clase directiva-profesional (entre 3,5 pp. y un 4,15 pp. según las muestras seleccionadas), explicado principalmente por el crecimiento de los estratos profesionales, vinculado a un aumento en el logro de credenciales educativas por un sector más amplio de la sociedad. Asimismo la mayor profundización del sector terciario en la CABA, así como la mayor necesidad de producción de servicios especializados que configuraron a la misma como una ciudad global (Sassen, 1998), se ha sustentado poblacionalmente a partir de un aumento de ocupaciones de alta calificación y especialización.

2) Achicamiento de la pequeña burguesía (entre 5,3 pp. y 5,8 pp.), es decir, de pequeños industriales y comerciantes, como correlato principal de la política económica aplicada por la última dictadura militar y durante los años noventa[3].

3) Importante aumento en la clase media técnica-rutinaria (entre 8,5 pp. y un 16,5 pp.), fundamentalmente por el aumento en el estrato de cuadros técnicos y asimilados, explicado no sólo por el crecimiento en el logro de credenciales educativas, sino también por un mayor requerimiento de puestos técnicos y administrativos ligados al crecimiento de la burocracia estatal y privada.

4) Fuerte disminución de la clase trabajadora calificada (entre 9,5 pp. y un 12,7 pp.), impulsada por la serie de reformas evidenciadas en el segundo punto, que transformaron una estructura económica fuertemente industrializada en otra principalmente de servicios. Es central aquí la mayor disminución en los puestos asalariados obreros, estrato que años atrás había era mayoritario en la clase trabajadora y que los procesos de fragmentación iniciados en 1976, lograron la reducción considerable del mismo (Villarreal, 1985). En el caso particular de la CABA, si bien ésta nunca tuvo un gran núcleo industrial comparado a los establecimientos ubicados en los partidos del conurbano, la última dictadura inició el plan de relocalización de industrias en las áreas circundantes de la ciudad, que pudo haber ayudado a la disminución poblacional de la clase obrera calificada residente en la misma (Oszlak, 1988, 1991).

5) Respecto a la clase obrera no calificada, las muestras utilizadas brindan información contradictoria. Mientras que en el caso del relevamiento de 2012-2013, la misma aumenta en 2,8 pp., para 2014-2015 se señala una disminución de la misma, en términos intergeneracionales, de 2,1 pp. Tanto para el caso de los estratos de obreros no calificados como de empleadas domésticas, las tendencias evidenciadas en ambos relevamientos presentan la misma dirección. La principal diferencia puede ser identificada en el estrato de trabajadores marginales, ya que para la EMSyOSA la misma crece en 3,3 pp. y para la ENES la misma disminuye en 1,9 pp. Corroborando con los datos presentados en el subcapítulo 4.2., a partir de la EAH, encontramos valores más cercanos a los diagnosticados a partir de la ENES. Resumiendo, podemos hablar de una disminución intergeneracional de la clase obrera no calificada.

La variación producida entre los tamaños relativos que componen la estructura de clases de destino y origen, permiten observar la existencia de algún tipo de movilidad “mínima” o “forzada” que se produce inevitablemente por cambios de índole estructural (cambios en el perfil productivo – tecnológico del país o región), demográficos (reproducción diferencial de las clases) o por procesos migratorios (Filgueira y Geneletti, 1981: 15-17; Germani, 1963; Torrado, 2007a). Sin embargo para profundizar la identificación de “espacios de asociación” particulares entre clases de origen y destino es necesario recurrir a los porcentajes de salida y entrada calculados a partir de la tabla de movilidad.

A continuación (tablas 5.3 y 5.4) presentamos dos modos de observación de la tabla de movilidad: los porcentajes de salida (o outflows) y los de entrada (o inflows). Mientras que los primeros se calculan teniendo el 100% en los orígenes, permitiendo observar la herencia o movilidad en función de las posiciones pasadas, los segundos se calculan teniendo el 100% en los destinos, y permiten observar el modo de reclutamiento y conformación de la estructura de clases actual. Para facilitar la lectura, en negrita se identifican los porcentajes calculados a partir de la EMSyOSA de 2012-2013, mientras que en tipografía normal se presentan los porcentajes provenientes de la ENES 2014-2015.

Tabla 5.3. Tabla de movilidad social. CABA 2012-2013 / 2014-2015 (en porcentajes de salida)

movilidad1

En negrita se diferencian los datos correspondientes a la EMSyOSA de 2012-2013.

Fuente: EMSyOSA 2012-2013 (N= 688) y ENES-PISAC 2014-2015 (N=424).

Tabla 5.4. Tabla de movilidad social. CABA 2012-2013 / 2014-2015 (en porcentajes de entrada)

movilidad2

En negrita se diferencian los datos correspondientes a la EMSyOSA de 2012-2013.

Fuente: EMSyOSA 2012-2013 (N= 688) y ENES-PISAC 2014-2015 (N=424).

A partir de los porcentajes de salida, podemos observar que la herencia o reproducción social es de gran intensidad, ya que en la diagonal principal (diagonal de herencia) se concentra una gran cantidad de casos. En este sentido, hacia 2012-2013, las clases con mayor nivel de retención de sus hijos eran la media técnica-rutinaria y obrera calificada, mientras que en 2014-2015, la reproducción se focaliza en mayor medida en la directiva-profesional (un 54% de los hogares con orígenes en dicha clase heredan la posición). En contraparte, la poca cantidad de casos hallados en el extremo superior derecho y extremo inferior izquierdo, habla de las bajas probabilidades existentes de descensos de largo alcance desde la clase superior (para 2012-2013 se encuentran 0 casos en esa celda) y de un ascenso de largo alcance desde la clase cuenta propia no calificada (sólo entre un 3% y un 7% de hogares de dicha clase ascendió a la clase superior).

Por otro lado, la clase media técnica-rutinaria actúa como un “espacio de absorción” de hijos/as de diferentes orígenes. No sólo existe un importante flujo desde la clase obrera, en donde entre un 28% y 30% de hogares con orígenes en posiciones calificadas cruzan la frontera manual/no manual, sino que también la clase media técnica-rutinaria es destino de un importante caudal de hijos/as de las dos clases superiores de la estructura de clases (24%-32% de la clase directiva-profesional y 27%-37% de la pequeña burguesía).

Un caso particular presenta la pequeña burguesía debido a su bajo poder de retención de una generación a otra: ambas muestras describen que únicamente un 24% de los hogares con dichos orígenes mantienen la posición, siendo frecuente migración hacia la clase directiva-profesional o la clase media técnica-rutinaria. El pasaje intergeneracional de hijos de origen pequeño-burgués a las filas del mundo asalariado, en muchos casos puede entenderse a partir estrategias de “reconversión” de los capitales, en contextos en que algunos de éstos se devalúan y otros adquieren mayor valor, como puede ser el caso del capital educativo/cultural frente a la propiedad (Bourdieu, 2012b). Esto no quita que el pasaje de posiciones propietarias y cuenta propia a posiciones asalariadas también pueda interpretarse a través de un proceso secular de mayor asalarización y profesionalización de la economía (Sautu, 2016b: 171).

Si los porcentajes de salida nos ayudan a conocer hacia dónde van los hogares en función de sus orígenes, la tabla 5.4, a través de los porcentajes de entrada, nos permite responder a la pregunta sobre de dónde provienen los hogares de una determinada clase, es decir, sobre cómo se conforman las clases sociales. Nuevamente, al igual que en el análisis de los porcentajes de salida, la diagonal principal acumula la mayor cantidad de casos. El auto-reclutamiento de clase parece tener mayor fuerza en la clase trabajadora calificada, en donde más de la mitad de su composición tiene orígenes en la misma clase. En contraposición, la clase trabajadora no calificada tiene una composición más heterogénea, en donde los individuos con orígenes en posiciones obreras calificadas y de clase media rutinaria adquieren una importante incidencia (40%-46% y 12%, respectivamente).

La composición de la clase media técnica-rutinaria permite dar cuenta de cierta debilidad de la frontera manual/no manual, en la medida en que entre un 32%-36% de sus hogares presentan orígenes en la clase obrera calificada. Dichos movimientos, que remiten al pasaje desde una economía fuertemente industrializada hacia una más centrada en los servicios, fueron caracterizados por Kessler y Espinoza (2003) como movilidad espuria, a partir de la cual los individuos podían haber mejorado en términos de jerarquía o estatus, pero perdiendo estabilidad, certidumbre o mejores retornos económicos.

La pequeña burguesía, si bien en gran parte (31%-33%), está conformada por hogares del mismo origen, ha reclutado entre un 23% y 25% de sus miembros desde la clase obrera calificada. En este caso podemos estar asistiendo nuevamente a movimientos espurios o procesos de reconversión de capital (en forma inversa a la descrito anteriormente), a través del cual, individuos con orígenes obreros asalariados con cierto capital económico y know-how, frente a la destrucción de puestos industriales, debieron montar micro-empresas o incursionar en ocupaciones técnicas de tipo autónomas.

Finalmente, este modo de presentar la tabla de movilidad permite dar cuenta de cómo se conforma la clase superior, y si es posible su acceso desde otros orígenes de clase. En este sentido, el “acceso a la cúspide” es un camino posible aunque en menor medida para los hogares con origen en la clase obrera.

Otro modo de analizar los datos observados en la tabla de movilidad es a través de los índices brutos. Estos nos permiten, en forma simple, evidenciar algunas tendencias básicas respecto a la intensidad, dirección y naturaleza de los cambios que ocurren intergeneracionalmente, y que a partir de los porcentajes de salida y entrada quedan algo desdibujadas. En este sentido, la tabla 5.5 ilustra los principales índices de movilidad.

Tabla 5.5. Principales índices brutos de movilidad social y coeficientes de asociación. CABA 2012-2015

indices_movilidad

Fuente: EMSyOSA 2012-2013 (N= 688) y ENES-PISAC 2014-2015 (N=424).

Los valores de movilidad total son comparables a los hallados en otras investigaciones recientes sobre el GBA o el total país, así como la prevalencia de los movimientos ascendentes por sobre los descendentes (Dalle, 2016; Jorrat y Benza, 2016; Pla, 2016). Asimismo, al igual que en dichas investigaciones, se observan menores oportunidades de movilidad social de larga distancia, es decir aquella que implica un “salto” intergeneracional de dos clases o más. La movilidad estructural también se muestra en menores niveles que la movilidad circulatoria, evidenciando que los cambios producidos intergeneracionalmente podrían estar obedeciendo menos a modificaciones en el tamaño de las clases sociales. En función de otros trabajos que han analizado la movilidad social en la Ciudad de Buenos Aires (Jorrat, 1997), existirían indicios de que los niveles de movilidad recientes serían algo superiores comparados a los medidos a principios del ochenta (51,2%).

Sin embargo, estos índices simplificados de movilidad social si bien ilustran tendencias generales también ocultan algunas particularidades relevantes a los fines del análisis. En las dos tablas siguientes presentamos los índices brutos discriminados por género y por cohorte de nacimiento[4].

Tabla 5.6. Principales índices brutos de movilidad social por género y coeficientes de asociación. CABA 2012-2015

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Fuente: EMSyOSA 2012-2013 (N varones = 339; N mujeres = 349) y ENES-PISAC 2014-2015 (N varones = 241; N mujeres = 183).

Tabla 5.7. Principales índices brutos de movilidad social por cohorte de nacimiento y coeficientes de asociación. CABA 2012-2015

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Fuente: EMSyOSA 2012-2013 (N 1932-1967 = 342; N 1968-1982 = 346) y ENES-PISAC 2014-2015 (N 1932-1967 = 254; N 1968-1982 = 170).

Observando los datos según género podemos dar cuenta de las grandes diferencias existentes respecto a la movilidad total (de 8 pp. para 2012-2013 y de 26 pp. para 2014-2015) que también han sido halladas en otros trabajos recientes (Jorrat y Benza, 2016: 153). Del mismo modo, las trayectorias ascendentes y de larga distancia, también presentan mayores niveles en los casos de los hogares con dominancia femenina. En parte estos cambios se explican por las modificaciones ocurridas en la ampliación y el mayor acceso de las mujeres a determinados espacios del mercado laboral, tendencias que se evidencian en el aumento del tamaño relativo de clases “media técnica-rutinaria” y “directiva-profesional”, y que se traduce en un incremento de la movilidad observada para éstas (Dalle, 2016: 101; Jorrat y Benza, 2016: 155-156)[5]. Un reflejo de dicho aspecto es el índice de movilidad estructural, el cual para las mujeres prácticamente se triplica, dando cuenta de los cambios en los marginales de la tabla. Por último, el valor del estadístico V de Cramer, no sólo señala la existencia de asociación entre los orígenes y destinos, sino una mayor fuerza de la misma para los varones, es decir, una mayor indeterminación de los orígenes para las mujeres.

Por otro lado, en la tabla 5.7 presentamos los índices pero diferenciados a partir de dos cohortes de nacimiento: aquellos encuestados nacidos entre 1931 y 1967 y aquellos nacidos entre 1968 y 1984. Lo que intentamos, grosso modo, es capturar el efecto del cambio en los modelos de acumulación y estrategias de desarrollo, englobando en la primera cohorte a aquellos hogares cuyos miembros dominantes ingresaron en el mercado de trabajo en el período de auge y descomposición del modelo sustitutivo de importaciones, mientras que la segunda abarca a aquellos que ingresaron bajo el modelo de valorización financiera y neodesarrollismo. Los datos dan cuenta de una mayor rigidización de la estructura evidenciada por un aumento creciente de la inmovilidad, así como una reducción de las chances de movilidad social ascendente y de larga distancia para el caso de los más jóvenes, tendencias evidenciadas también en otros trabajos (Benza, 2012; Jorrat y Benza, 2016; Pla, 2016). En donde los datos muestran cierta contradicción es respecto a la dinámica de la movilidad estructural. Mientras que el relevamiento de 2012-2013 muestra cierta reducción de la misma, consistente con lo hallado en los trabajos anteriormente citados, los datos de 2014-2015 expresan un crecimiento de la misma.

Finalmente, analizados los datos a nivel sintético y global, podemos recurrir a medidas de asociación local para así dar cuenta del grado y la dirección que adquiere dicha asociación. Tal como comentamos, existen una serie de medidas en esta línea, que resultan propicias para el estudio de la movilidad social tanto en términos teóricos como empíricos. Nos referimos aquellos cálculos que comparan los valores observados (movilidad real) versus las frecuencias esperadas bajo independencia estadística, es decir, bajo la hipótesis de que los orígenes de clase no influencian a los destinos. Básicamente proponemos dos formatos: el índice de movilidad (o razones de movilidad) presentado anteriormente y el análisis de residuos. El primero se basa en el cociente, para cada celda de la tabla de movilidad, entre las frecuencias observadas y las esperadas. Por el contrario, el análisis de residuos es similar, sólo que parte de la diferencia entre las frecuencias observadas y las esperadas. Específicamente aquí presentaremos los residuos ajustados, que al estar estandarizados (es decir presenta una media de 0 y una desvío estándar de 1), podemos conocer fácilmente si el valor dado para una celda se debe o no al azar. En este sentido, aquellos valores mayores a 1,96 o menores a -1.96, pueden considerarse estadísticamente significativos (López Roldán y Fachelli, 2015). A continuación presentamos las tablas 5.8 y 5.9 para las dos medidas de asociación local.

Tabla 5.8. Razones de (in)movilidad. CABA 2012-2015

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En negrita se diferencian los datos correspondientes a la EMSyOSA de 2012-2013.

Fuente: EMSyOSA 2012-2013 (N= 688) y ENES-PISAC 2014-2015 (N=424).

Tabla 5.9. Residuos ajustados. CABA 2012-2015

residuos

En negrita se diferencian los datos correspondientes a la EMSyOSA de 2012-2013.

Fuente: EMSyOSA 2012-2013 (N= 688) y ENES-PISAC 2014-2015 (N=424).

En ambas tablas hemos remarcado en gris las celdas con mayor presencia de asociación local, en el caso del análisis de residuos ajustados, aquellos valores estadísticamente significativos. En ambos casos se repite el mismo patrón de asociación: fuerte interacción en la diagonal principal de la tabla, lo que evidencia una intensa herencia de clase; baja proporción de casos observados (frente a lo esperado bajo independencia estadística) en los extremos izquierdo inferior y derecho superior, es decir aquellos espacios de ascensos de larga distancia desde la clase obrera no calificada y descensos de largo alcance desde la clase directiva profesional; independencia estadística en el resto de las celdas. Similar tendencia halla Jorrat (1997: 107) para la estructura de clases de la CABA en 1982 y Dalle (2016: 111) y Pla (2012: 208) para el GBA en 2004-2005 y 2007, respectivamente.

5.2. Desigualdad de condiciones ¿(des)igualdad de oportunidades? Hipótesis sobre el patrón de fluidez social

“La igualdad de oportunidades reposa sobre una ficción y sobre un modelo estadístico que supone que, en cada generación, los individuos se distribuyen proporcionalmente en todos los niveles de la estructura social sean cuales fueren sus orígenes y sus condiciones iniciales. No se afecta la jerarquía de las posiciones y de los estatus, pero los individuos que ocupan esas posiciones deben provenir de todas las capas sociales según el modelo de una movilidad perfecta” (Dubet, 2011: 54).

Hasta aquí, al hablar de movilidad social, no pudimos profundizar demasiado acerca de los tipos de procesos que impulsan los cambios intergeneracionales de clase. Señalamos que la mayor parte de la movilidad social podía ser explicada por procesos de circulación o competencia entre los sujetos implicados, y una menor proporción podía deberse a cambios estructurales posibilitados por modificaciones económicas, tecnológicas y/o demográficas. Sin embargo, las formas de cálculo de la movilidad circulatoria en forma residual, es decir, como la diferencia entre la movilidad total y la movilidad estructural, fue posteriormente criticada, por la tercera ola de estudios de movilidad social, debido a su inadecuación para la captación del fenómeno. A raíz de esto, se propuso la utilización de los términos “movilidad absoluta” y “movilidad relativa” como forma de distinción de los dos aspectos que puede asumir la movilidad social (Erikson y Goldthorpe, 1992: 59). De este modo, la movilidad absoluta es el resultado de la consideración, en conjunto, de las distribuciones marginales y de las tasas relativas.

Básicamente, el estudio de la movilidad relativa tuvo como leitmotiv la neutralización del efecto generado por la diferencia en los marginales de origen y destino, es decir, la captación del denominado “régimen endógeno de movilidad” (Erikson y Goldthorpe, 1992: 56; Hauser, 1978), y de esta forma, la posible comparación de tasas de movilidad entre diversos relevamientos realizados en diferentes países y períodos. Sin embargo, a los fines de esta tesis, el estudio de la movilidad relativa otorga un plus, en la medida que la misma permite una aproximación al estudio de la (des)igualdad de oportunidades (Solís y Boado, 2016), y por ende, de la (des)igualdad de condiciones, conceptos pilares en el mapa teórico esbozado. En este sentido, como las dos caras de una moneda y, al menos, en términos analíticos, sociedades más abiertas, con tasas relativas de movilidad más altas para individuos de diversos orígenes, implican un mayor acercamiento al ideal de igualdad de oportunidades. Por el contrario, sociedades más cerradas, con mayores barreras a la movilidad para individuos de distintos orígenes, implican un sostenimiento de la desigualdad de condiciones y, necesariamente, un alejamiento del ideal de la igualdad de oportunidades. Si bien este debate fue llevado a cabo, por lo que podríamos denominar “filosofía del bienestar”, y que hemos descrito brevemente en los antecedentes teóricos, el estudio de la movilidad relativa, específicamente desde una mirada centrada en las clases sociales, permite acercarse empíricamente a dichas cuestiones, al dar respuesta a ciertos interrogantes: ¿En qué medida los individuos se escapan de sus condicionamiento de origen de clase? ¿Cuán cerca o lejos nos encontramos de una sociedad en la que los orígenes de clase no influencien los destinos de los individuos?

Oportunidades relativas de movilidad social

El estudio de las razones de momios (odds ratio) es el núcleo central del análisis de la movilidad relativa, debido a que los, extendidamente utilizados, modelos log-lineales no son más que una especificación del análisis de razones de momios. Como bien señalamos anteriormente, las mismas surgen de una razón de razones, ya que ponen en juego dos razones de eventos: la probabilidad de que un evento ocurra frente a que no ocurra versus la probabilidad que otro evento ocurra frente a que no ocurra. Por ejemplo, podría ser relevante conocer la probabilidad de que un hijo de un hogar de clase baja acceda a la clase media frente la probabilidad de que el mismo hijo reproduzca su posición de clase baja.

Las razones pueden presentarse de diversos modos. En este caso optamos por seguir la metodología empleada por Torche y Wormald (2004: 54) y Rodríguez de la Fuente y Pla (2013: 150), en donde se compara la probabilidad que un hogar de referencia mantenga su posición de clase en lugar de descender (clase identificada con el valor 1 en la tabla) versus la probabilidad de que un hogar de otra clase acceda a esa clase de referencia en lugar de reproducir su posición. Las tablas 5.10 y 5.11 dan cuenta de las razones de momios para los años 2012-2013 y 2014-2015, respectivamente.

Tabla 5.10. Razones de momios. CABA 2012-2013

momios

Fuente: EMSyOSA 2012-2013 (N= 688).

Tabla 5.11. Razones de momios. CABA 2014-2015

momios2

Fuente: ENES-PISAC 2014-2015 (N=424).

Los valores arrojados en ambas tablas nos permiten observar cierta matriz similar al neutralizarse los efectos de los distintos marginales y del N total que se presentaban en el análisis de la movilidad absoluta. En este sentido, la hipótesis propuesta por Featherman, Jones y Hauser (1975) y luego revisitada por Erikson y Goldthorpe (1992), toma lugar en este análisis al mostrar una pauta o régimen endógeno de movilidad similar para ambos relevamientos. De este modo, los datos son consistentes con aquellos presentados en el estudio de la movilidad absoluta: 1) las oportunidades de acceso a la clase directiva-profesional son bajas especialmente para aquellos que provienen de la clase obrera (los individuos con orígenes en la clase directiva profesional tienen casi 18 veces más de probabilidades de mantenerse en dicha clase contra las probabilidades de que alguien de la clase obrera calificada acceda a la clase superior), intensificándose dicha desigualdad para el caso del grupo no calificado; 2) Existe cierta afinidad de movimientos entre aquellos que tienen orígenes en la pequeña burguesía y la clase media técnica-rutinaria (valor de 1,24 en 2014-2015), y entre esta última clase y la clase obrera calificada; 3) Por último existe también cierta afinidad entre los orígenes en la clase obrera calificada y la posibilidad de descenso a la clase no calificada (valor que ronda en 2,3).

De esta forma, el análisis de las razones de momios nos permite concluir preliminarmente que la estructura de clases de la CABA dista de caracterizarse como una sociedad orientada por el principio de igualdad de oportunidades, en el sentido que las condiciones de clase continúan ejerciendo su influencia en los destinos sociales de los hogares. Esto no implica que en determinados espacios de la estructura existan menos condicionalidades, tal como señalamos anteriormente, aunque los trayectos de largo alcance (traspasar la barrera de dos o más clases) se vuelvan poco probables, aun aislando el efecto del cambio estructural.

Hipótesis sobre la movilidad relativa

Otra forma de enfocar el análisis de la movilidad relativa es a través de los denominados modelos log-lineales. Los mismos fueron presentados en la sección metodológica y básicamente tienen como elementos constituyentes a las razones de momios. Al igual que cuando en el subcapítulo anterior utilizamos el índice de movilidad o recurrimos al análisis de residuos, el uso de modelos log-lineales implica moverse entre dos situaciones opuestas: por un lado un modelo-hipótesis basado en la idea de la movilidad perfecta (independencia estadística), que raramente representa una imagen de la realidad social y por el otro, un modelo que reproduce exactamente los datos observados, que se denomina “modelo saturado” y capta todas las asociaciones entre orígenes y destinos. Este último, es un modelo que funciona como “espejo” ya que refleja fielmente los datos relevados en la encuesta. En otras palabras, trabajar con modelos log-lineales, más allá de la complejidad estadística intrínseca que implican, nos permite fundamentalmente, para esta tesis, viabilizar una prueba empírica de la idea de (des)igualdad de oportunidades.

De lo que se trata, en este abordaje, es de encontrar modelos intermedios entre el de “independencia” y el “saturado”, que permitan describir las interacciones entre los orígenes y destinos, pero estimando los parámetros únicamente para aquellas celdas en donde, en base a determinadas hipótesis, hay asociación. En este sentido, al contener una menor cantidad de parámetros que estiman los efectos de asociación, se puede conseguir un ajuste que simplifica los datos y brinda una explicación más sencilla y parsimoniosa de la relación entre las variables (Agresti, 1996), que aquellas que podemos obtener de una lectura “cruda” de los datos de una tabla de movilidad. A continuación presentamos una descripción de los distintos modelos estimados y a qué tipo de hipótesis aluden (tabla 5.12).

Tabla 5.12. Modelos e hipótesis de movilidad relativa

modelos

Fuente: elaboración propia.

En nuestro caso, hemos propuesto dos modelos topológicos que responden a las tendencias evidenciadas a partir del análisis de los de residuos ajustados y de las razones de movilidad, tanto en función de los resultados arribados por la EMSyOSA como por la ENES. En este sentido, siguiendo las propuestas planteadas en otros trabajos (Benavides, 2002; Dalle, 2016; Hauser, 1980; Marqués Perales, 2009), presentamos un modelo teórico-empírico que establece un gradiente de niveles en función de la fuerza de la asociación evidenciada para cada celda de la tabla de movilidad. De este modo, por un lado se emplean pocos parámetros pero que se ajustan en forma plausible con la realidad que se intenta predecir (Marqués Perales, 2009: 13). Lo que proponemos en las siguientes dos tablas (5.13 y 5.14) son dos modelos topológicos (para cada relevamiento) en el que se “regionaliza” la tabla de movilidad en función de los valores que asumen los residuos: los grises más claros representan las áreas de menor fluidez, mientras que los más oscuros señalan un mayor asociación entre orígenes y destinos. En total se estimarán cinco niveles.

Tabla 5.13. Modelo topológico EMSyOSA 2012-2013

topologico1

Fuente: elaboración propia.

Tabla 5.14. Modelo topológico ENES-PISAC 2014-2015

topologico2

Fuente: elaboración propia.

Ambos modelos dan cuenta, como identificábamos anteriormente, que los espacios de mayor asociación entre orígenes y destinos, se encuentran en la diagonal principal, específicamente en la reproducción de los orígenes de clase directiva-profesional y de clase trabajadora. Asimismo, para el caso de 2012-2013, se evidencian trayectorias típicas de movilidad entre la pequeña burguesía y la clase directiva-profesional y la clase obrera calificada y no calificada, mientras que para 2014-2015 se torna relevante el circuito entre la pequeña burguesía y la clase media técnica-rutinaria. Finalmente los espacios de menor fluidez continúan siendo aquellas trayectorias intergeneracionales de largo alcance, tanto de ascenso desde la clase obrera, como de descenso desde la cúspide de la estructura.

Presentados los modelos que son puestos a prueba, en la tabla 5.15 mostramos las medidas de bondad de ajuste estimadas para cada uno de estos. Vale la pena recordar que comparativamente debe preferirse a aquellos modelos que (Fachelli y Lopez-Roldán, 2012: 20-22): a) disponen de una razón de verosimilitud (G2) que presenta un valor más pequeño y un nivel de significación igual o mayor a 0,05, b) un índice de disimilitud de pequeño valor, ya que mide el grado de discrepancia encontrado entre el los datos observados y los esperados bajo el modelo estimado, c) un valor de BIC bajo y d) un pseudo R2 alto, ya que mide la mejora que el modelo escogido presenta frente al modelo base (independencia estadística).

Tabla 5.15. Medidas de bondad de ajuste estimadas según los modelos. CABA 2012-2013

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Fuente: EMSyOSA 2012-2013 y ENES-PISAC 2014-2015.

Como era esperado, en ambos casos el modelo de independencia presenta un pobre ajuste. El supuesto de la inexistencia de asociación entre orígenes y destinos, es decir, de una igualdad de oportunidades extrema, no es plausible con los datos relevados. Por otro lado, los distintos modelos de cuasi-independencia tampoco son fieles representaciones de la sociedad de la sociedad estudiada, indicando que existen niveles de asociación o trayectorias típicas relevantes por fuera de la reproducción de clase. Es recién a partir del modelo de “Herencia + esquinas” que los resultados se tornan significativos, mejorando el ajuste considerablemente, con respecto al modelo de independencia (mejorando el pseudo R2 en un 91% para 2012-2013 y en un 87% para 2014-2015). Por su lado, el modelo de “Herencia + corta distancia” presenta un buen ajuste también, pero en mayor medida para el relevamiento de 2014-2015. El modelo de cruces presenta un buen ajuste para los datos de 2012-2013, lo que estaría señalando la presencia de barreras importantes para la movilidad social, lo mismo sucede con el modelo topológico específico para dicho relevamiento (alcanzado un pseudo R2 del 94%).

Resumiendo, en el caso de los datos presentados para la EMSyOSA de 2012-2013, el modelo de “herencia + esquinas” pareciera ajustarse bien a los datos observados, al presentar sólo un 4% de los casos por reclasificar (para “acercarse” a los datos observados) y un 91% de mejora respecto al modelo de independencia. Esto se traduce en que la “fuerza del origen” cobra particularmente importancia a través de la reproducción de clase y los movimientos de corta distancia tanto en la cúspide como en la base de la estructura de clases. Sin embargo, complejizando aún más la hipótesis planteada, el modelo topológico sugerido también presenta un excelente ajuste respecto a los datos observados (bajo valor del BIC, del ID y 94% de pseudo R2). ¿Qué nos señala entonces dicho modelo?

1) Un fuerte cerramiento de la estructura de clases tanto en la clase superior como de aquellos grupos más desaventajados. En estos casos, para la clase directiva-profesional pudieran estar operando estrategias intergeneracionales de reproducción mediante la transmisión de capital cultural (principalmente objetivados en credenciales educativas) y movilización de recursos. Por el contrario, las “estrategias desde abajo”, como bien señala Goldthorpe (2010a), son más riesgosas para los miembros de la clase obrera, lo que se traduce en trayectorias intergeneracionales de reproducción social. La herencia de clase obrera, en este caso, puede ser pensada como una combinación de barreras sociales a la movilidad ascendente e inversiones sociales seguras, por fuera de la vía educativa, como puede ser la transmisión de un oficio manual, principalmente de baja calificación.

2) El segundo nivel del modelo da cuenta de aquellos procesos de reproducción intergeneracional en la clase media técnica-rutinaria y la pequeña burguesía. En este último caso, la transmisión de capital económico y de la propiedad, sin necesidad de la búsqueda del “logro educativo”, pueden tornarse explicativos (Marqués Perales, 2009: 13). Asimismo, observamos movimientos de corta distancia desde orígenes pequeño-burgueses a destinos en la clase directiva-profesional, posiblemente impulsados por estrategias de reconversión del capital (del capital económico a capital cultural), así como de desclasamiento desde orígenes obreros calificados a no calificados (Bourdieu, 2012b). En términos de como lo plantea Dalle (2016: 120), los circuitos entre la pequeña burguesía y la clase superior pueden pensarse como evidencias de permeabilidad entre las fronteras de clase basadas en la expertise, la autoridad y la propiedad.

3) En tercer lugar, podemos hacer referencia a la fluidez de corta distancia evidenciada entre las clases intermedias (pequeña burguesía, clase media técnica-rutinaria y clase obrera calificada), caracterizada tanto por movimientos ascendentes como descendentes. Dentro de estas trayectorias intergeneracionales, se destaca la existente entre los orígenes de clase obrera calificada y la clase media técnica-rutinaria, que implican un cruce de la barrera manual / no manual, pero que sin embargo no necesariamente sea condición de una mejora en el estatus y en las retribuciones asociadas (Kessler y Espinoza, 2003).

4) El cuarto nivel da cuenta de movimientos menos probables, entre los que se implican los descensos de las clases no manuales hacia la clase obrera, así como los ascensos de la clase obrera hacia la pequeña burguesía.

5) En el quinto nivel, el modelo topológico especifica las prácticamente nulas oportunidades de los individuos con orígenes en la clase obrera calificada y no calificada de acceder a la clase directiva-profesional, así como que los hijos de esta última desciendan a la clase peor posicionada.

En el caso de la ENES 2014-2015, el modelo de “herencia + corta distancia” es el que mejor ajuste presenta, ya que sólo se necesitarían reclasificar un 3,7% de los casos para aproximarse a los datos realmente observados y la mejora respecto al modelo de independencia es de un 91%.

5.3. Los factores explicativos de la movilidad social: influencias de origen e individuales

Hasta aquí hemos analizado la movilidad social a partir de los datos dispuestos en la llamada “tabla de movilidad”. Básicamente a través del conteo de casos por celda, nuestra preocupación giró en torno a cuánta movilidad existía en la CABA para los años relevados, así como en conocer cómo la asociación entre el origen social y el destino de clase se fortalecía en algunos espacios de la tabla y se desvanecía en otros. Por otro lado, analizamos como el género y la cohorte de nacimiento de los individuos modifica la cuantía de los movimientos posibles, en términos intergeneracionales.

En este subcapítulo, reconstruiremos lo que Blau y Duncan (1967) identificaron como “proceso de estratificación”, aunque desde un enfoque de clase. De lo que se trata de conocer el modo y la influencia que representan las variables background (origen de clase y origen educativo) sobre las posibilidades de moverse en la estructura de clases, considerando la intervención de aspectos de carácter individual (nivel educativo), así como ciertos aspectos adscriptivos-contextuales (género, cohorte de nacimiento, lugar de nacimiento). En este sentido, el esquema 5.1 especifica y ordena los distintos tipos de niveles de variables e influencias de los que intentamos dar cuenta en esta sección.

Esquema 5.1. Proceso de estratificación social (modificado)

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Fuente: elaboración propia.

De esta forma, las flechas dan cuenta de las influencias directas que se ejercen entre los factores especificados y la posición de clase de los hogares. Claro está que dichos condicionamientos representados en flechas no son exhaustivos de todas las relaciones posibles, ni de todas las formas que pueden asumir las relaciones planteadas. Con esto último nos referimos particularmente a que el efecto de una variable sobre otra puede tener un carácter directo (tal como está planteado en el cuadro) así como indirecto, es decir mediado. Por ejemplo, en este caso, el nivel educativo de los individuos actúa como una variable mediadora de todas las relaciones establecidas entre los demás factores y el destino de clase. Podríamos plantear con seguridad, siguiendo a la bibliografía (Blau y Duncan, 1967; Duncan y Hodge, 1963; Esping-Andersen y Wagner, 2012; Jorrat, 2016) que la influencia de la clase social de origen sobre la clase de destino está fuertemente mediada por el nivel educativo alcanzado por los individuos: posiciones más aventajadas de origen, otorgan mejores resultados en términos del logro educativo, posibilitando mejores canales de movilidad social ascendente.

A diferencia de los subcapítulos anteriores, si bien aún continuamos haciendo referencia al proceso de movilidad, nuestra pregunta apunta menos conocer cuáles son las trayectorias típicas y atípicas, para conocer con mayor profundidad qué factores de origen y contextuales, y en qué medida afectan al posicionamiento de clase de los hogares. En este sentido, ya hemos visto que de alguna forma los orígenes de clase influencian a los destinos de clase, generando específicamente procesos de reproducción social y movimientos de corta distancia entre clases. En este caso, nos preguntamos en qué medida esos condicionamientos de origen se mantienen, si consideramos el nivel educativo alcanzado por los sujetos, así como el género, la cohorte de nacimiento y lugar de nacimiento.

Para responder a estos aspectos nos valemos principalmente de la técnica de regresión logística. Como señalan Erikson y Goldthorpe (2002: 35; Goldthorpe, 2010b) los modelos log-lineales pueden representarse a partir de una regresión logística multinomial en la que la clase de destino se considera como variable dependiente y la clase de origen, junto con otras, se tornan explicativas. El carácter multinomial permite la utilización de variables politómicas, como la clase social, lo que se torna en una gran ventaja para el análisis buscado desde el enfoque propuesto, ya que se evita la transformación de variables categóricas en cuantitativas, con todo lo que ello implica (Treiman y Ganzeboom, 2000: 136). Diversos trabajos han recurrido a la utilización de la regresión logística como aproximación para estudiar las diversas influencias de factores en el proceso de estratificación (Breen, 2004; Dalle, 2016; Zenteno y Solís, 2006).

Antes de analizar los resultados, señalaremos algunos aspectos a tener en cuenta. En primer lugar, para facilitar el análisis recodificamos la clase social de destino (posición de clase del hogar relevado en la encuesta) en tres clases: clase directiva-profesional (se mantiene igual), clase media (incluye a la pequeña burguesía y la clase media técnica-rutinaria) y clase obrera (incluye a la clase obrera calificada y no calificada). Como la regresión logística realizada es de carácter multinomial, debe pensarse como una estimación simultánea de las distintas regresiones logísticas binarias posibles en la variable dependiente (Long y Freese, 2006: 172; Powers y Xie, 2000: 224). Lo que es necesario definir es cuál categoría de la variable “clase social” será identificada como contraste y cuál como resultado. En nuestro caso siempre utilizaremos como contraste a la clase obrera, por lo que tendremos dos salidas simultáneas: 1) la probabilidad de acceder a la clase directiva-profesional versus a la clase obrera; 2) la probabilidad de acceder a la clase media versus a la clase obrera. Por otro lado, las variables independientes serán incorporadas en bloques (se agregará una variable o set de variables independientes por cada bloque) a los fines de poder evaluar su capacidad explicativa, así como la existencia de mediaciones y de efectos indirectos. El primer bloque medirá la influencia específica del origen social; el segundo bloque incorporará a la variable de nivel educativo alcanzado por el encuestado, a los fines de estudiar el impacto del logro educativo en el proceso de movilidad social; el tercer modelo incorpora los aspectos adscriptivos-contextuales al controlar la relación origen – nivel educativo – destino de clase, por género y cohorte de nacimiento; finalmente el cuarto bloque incorpora la influencia del lugar de nacimiento. A continuación, en las tablas 5.16 y 5.17 presentamos los resultados para el relevamiento de 2012-2013 y 2014-2015.

Tabla 5.16. Regresión logística multinomial. CABA 2012-2013 (Variable dependiente: posición de clase social actual)

mult1

Coeficientes exponenciados. Fuente: EMSyOSA 2012-2013 (N= 687). * p < 0.10, ** p < 0.05, *** p < 0.01

Tabla 5.17. Regresión logística multinomial. CABA 2014-2015 (Variable dependiente: posición de clase social actual)

mult2

Coeficientes exponenciados. Fuente: ENES-PISAC 2014-2015. * p < 0.10, ** p < 0.05, *** p < 0.01

En primer lugar es necesario realizar una lectura global de las estimaciones de bondad de ajuste (pseudo R2, log-likelihood, BIC), ya que permiten dar cuenta de la mejora que presenta la incorporación de cada una de las variables en la probabilidad de alcanzar la clase directiva-profesional o la clase media frente a la clase obrera. En este sentido, ambos relevamientos muestran que los factores de origen (clase y nivel educativo) explican, aproximadamente, entre el 10% y el 14% de la varianza en las probabilidades de movilidad entre las clases seleccionadas. El gran salto, a nivel explicativo, se produce en el segundo modelo, al incorporar la variable de nivel educativo del dominante del hogar de destino, al alcanzar un pseudo R2 del orden del 26% y 27%. Este salto cualitativo estaría advirtiendo del importante peso que asume el capital educativo acumulado en las chances de movilidad social, particularmente en caso del acceso a la clase directiva-profesional. Asimismo, la incorporación de las variables adscriptivas-contextuales tales como el género, la cohorte de nacimiento y el lugar de nacimiento, mejoran en parte la varianza explicada (del 27% al 31% en 2012-2013 y del 29% al 33% en 2014-2015), aunque el estadístico BIC da cuenta que tal mejora quedaría “penalizada” por la utilización de mayores grados de libertad (no así en el caso de la incorporación del lugar de nacimiento, para la muestra ENES).

Ahora bien ¿qué nos indican los coeficientes particulares de cada una de las variables? Vale aclarar que en este caso, para facilitar la lectura de los datos, los mismos son dispuestos en formato exponencial de modo de poder ser leídos en tanto “riesgos relativos”[6]. Observemos en primer lugar los factores de origen, que son los más relevantes a los fines de esta tesis. Respecto a la clase social, las probabilidades de acceder a la clase directiva-profesional son superiores, en forma jerarquizada, en función del origen de clase (para 2014-2015 las probabilidades de acceso a la clase más alta eran 35 veces superiores para quienes presentaban origen directivo-profesionales contra aquellos de procedencia obrera no calificada). Lo mismo sucede para aquellos que provienen de hogares con capital educativo universitario, en el que el riesgo relativo de acceso a la clase más alta asciende entre 2,27 y 6,2 respecto a quienes poseen nivel educativo bajo. A su vez, el origen de clase también resulta determinante para el acceso a la clase media, ya que comparativamente las posiciones aledañas presentan mejores probabilidades (para 2014-2015, los orígenes en la pequeña burguesía presentan 20,6 veces más de posibilidades, respecto a aquellos de la clase obrera no calificada para permanecer en la clase media). De este modo, puede concluirse parcialmente que las probabilidades de acceso a la clase superior y a la clase media mejoran en función del origen social, específicamente el origen de clase.

El segundo modelo, al agregarse el nivel educativo, es ilustrativo de dos aspectos. Por un lado evidencia la relevancia que asume el capital educativo respecto a las chances de ascenso o reproducción de clase: en el caso del acceso a la clase directiva-profesional, la ventaja relativa de detentar un título superior frente a no tenerlo es casi una condición necesaria (de aquí los altos coeficientes presentados para ambos relevamientos), sin embargo, el hándicap otorgado por el mismo también puede observarse en el acceso a la clase media (el riesgo relativo aumenta en 12 veces para aquellos que presentan nivel superior completo en 2012-2013, frente a los que no lo tienen, y en casi 5 veces para 2014-2015). Por otro lado, el segundo modelo también permite comprender de manera aproximada, el modo en el que el efecto de origen (de clase y educativo) se transmite en forma indirecta vía el nivel educativo alcanzado (Breen, 2004; Hout y DiPrete, 2006; Zenteno y Solís, 2006): la magnitud de los efectos de cada categoría de clase o nivel educativo de origen disminuye, o directamente se vuelven no significativos estadísticamente (> 0,1)[7]. En otras palabras ¿qué implicancia tiene esto? Preliminarmente, podemos señalar que este tipo de análisis, a diferencia de lo descrito en los capítulos anteriores observando la tabla de movilidad, señala la fuerza que la educación tiene sobre las chances de movilidad social, cuestionando o al menos especificando la hipótesis que hemos plateado en la introducción: “Los orígenes de clase condicionan las probabilidades de movilidad o reproducción social”. El condicionamiento de origen está presente, aunque no puede pensarse su transmisión en forma aislada, sino a través del tránsito por el sistema educativo.

La incorporación de variables adscriptivas-contextuales no modifican sustantivamente al triángulo de la movilidad (Origen – Educación – Destino) pero si señalan algunos matices relevantes:

1) Si bien el género del miembro dominante del hogar no resulta significativo en el caso del acceso a la clase superior, si lo es respecto al ingreso en la clase media. En este sentido, las mujeres presentan entre 1,6 y un 2,3 veces más de probabilidades de acceder a la clase media frente a los varones. Dos hipótesis complementarias podríamos señalar al respecto. Por un lado, la existencia de un mayor alcance por parte de las mujeres a calificaciones técnicas-superiores respecto a los varones[8]. Mientras que por el otro, podríamos señalar la continuidad en la feminización de ciertas ocupaciones centrales que componen a la clase media: ocupaciones administrativas, de venta, servicios personales, docencia, etc.

2) Según cohorte de nacimiento[9], para 2012-2013 el riesgo relativo de acceder a la clase más alta en lugar de a la clase obrera era más bajo para los más jóvenes que para los más viejos, situación que se revierte en 2014-2015 pero respecto al acceso a la clase media. Esto implica menores probabilidades de movilidad social ascendente para los más jóvenes, situación explicada en parte por diversos procesos ocurridos tanto en el mercado de trabajo como en el ámbito educativo: flexibilización y desregulación laboral, crecimiento de ocupaciones no manuales de baja calificación, devaluación de las credenciales educativas, y en consecuencia, mayor requerimiento de títulos superiores en ocupaciones que antaño no lo requerían, etc.

3) Finalmente, el lugar de nacimiento también repercute en las probabilidades de movilidad social: los nacidos en otros países presentan menores niveles de acceso a la clase directiva-profesional o media. En este sentido, siendo los inmigrantes limítrofes la población extranjera con mayor peso en la CABA, como bien señala Dalle (2016: 217), los mismos ingresan por la parte más baja de la estratificación, experimentando además, menores oportunidades (respecto a períodos anteriores) de ascenso social intergeneracional respecto a migrantes de otros sitios o nacidos en Argentina, que disponen de los mismos niveles educativos y orígenes de clase.

Otra forma más simplificada de representar los resultados abordados aquí es a través del cálculo de las probabilidades estimadas (también llamados “efectos marginales”). Dicho cálculo hace referencia, en este caso, a la probabilidad de acceso a algunas de las clases sociales especificadas según el origen de clase, manteniendo el resto de las variables en sus niveles promedio. De este modo, los resultados se leen simplemente como probabilidades, facilitando así las interpretaciones. En las tablas 5.18 y 5.19 presentamos dichas probabilidades para la variable independiente de clase de origen, controlando los resultados, en primer lugar, por el nivel educativo del origen (es decir, a partir de los resultados obtenidos en el modelo 1) y, en luego, controlando, a su vez, por el nivel educativo alcanzado (modelo 2). ¿Por qué nos interesa controlar el nivel educativo alcanzado por el dominante del hogar? De esta forma podemos indagar, con mayor claridad, sobre el peso que ejerce el nivel educativo en cuanto factor mediador para generar canales de movilidad social ascendente.

Tabla 5.18. Probabilidades estimadas de acceso a la clase directiva-profesional y clase media según clase social de origen controlando por nivel educativo de origen. CABA 2012-2015

prob1

Fuente: EMSyOSA 2012-2013 (N= 687) y ENES-PISAC 2014-2015 (N=424). * No significativo a 0.1

Tabla 5.19. Probabilidades estimadas de acceso a la clase directiva-profesional y clase media según clase social de origen controlando por nivel educativo de origen y de destino. CABA 2012-2015

prob2

Fuente: EMSyOSA 2012-2013 (N= 687) y ENES-PISAC 2014-2015 (N=424). * No significativo a 0.1

La tabla 5.18 refuerza lo analizado anteriormente, respecto al peso que ejerce el origen de clase en las probabilidades de acceder a la clase más alta. En este sentido, aquellos hogares con orígenes en la clase directiva-profesional presentaban aproximadamente un 0,30 de probabilidades estimadas, descendiendo dicho valor a medida que se consideran las clases más inferiores. En contraposición, el acceso a la clase media se encuentra distribuida en forma más homogénea por clase de origen. Al controlarse la relación por el nivel educativo del hogar (tabla 5.19), las probabilidades estimadas de acceso a la clase superior se reducen en forma relevante, principalmente en el caso de las clases directiva-profesional, la pequeña burguesía y la clase media técnica-rutinaria. Como bien señalamos anteriormente, para el caso del acceso a la clase superior, esto podría estar indicando que parte de la transmisión de las (des)ventajas de clase se da vía capital educativo. Sin embargo, al analizarse el acceso a la clase media, los efectos de origen se incrementan (por ejemplo, para 2012-2013, el hecho de tener orígenes en la pequeña burguesía incrementa la probabilidades de 0,51 a 0,67). Esto puede corresponderse a que las ocupaciones que conforman a la clase media, si bien requieren de ciertas calificaciones (técnicas y administrativas), las mismas se encuentran en mayor medida distribuidas a lo largo de la población, produciéndose una devaluación en las mismas. De este modo, a igual nivel educativo, el origen de clase se refuerza como mecanismo de diferenciación social. En este sentido, el ejercicio de control por nivel educativo en la relación origen / destino, nos indica su importancia respecto a las chances de acceder a la clase superior (reduciendo el peso de los antecedentes de clase) y su menor influencia respecto al acceso a la clase media, en donde podrían estar interviniendo otros factores de origen (capital social, disposiciones de clase, expectativas de clase, procesos de discriminación en el acceso a ocupaciones, etc.).

Finalmente, podemos indagar en forma más detallada la importancia que asume, por clase social de origen, la transmisión de (des)ventajas de forma directa o indirecta (vía capital educativo) para el acceso a la clase directiva-superior. Si bien en los párrafos anteriores hicimos referencia indirecta a los procesos mediados de transmisión intergeneracional, a continuación presentaremos un ejercicio de descomposición de los efectos en directos e indirectos, siguiendo la metodología empleada por Breen, Karlson y Holm (2011; 2013; Karlson y Holm, 2011). Básicamente lo que buscamos con la aplicación de dicha técnica es una aproximación más precisa a la magnitud que asume la transferencia (des)ventajas de origen en forma directa, es decir, fuera de la mediación educativa y aquella que puede ser transmitida indirectamente desde el origen social a través del capital educativo acumulado por los sujetos.

Resumidamente los autores proponen una técnica que permite realizar una descomposición de los efectos directos e indirectos de una variable (o variables) independiente sobre una dependiente de característica dicotómica o politómica, al aplicarse una variable de control[10]. Entre otros aspectos, la técnica, en primer lugar, nos brinda un coeficiente que da cuenta tanto del efecto directo (aquel que persiste sobre la variable dependiente una vez que se ingresa la variable de control) como indirecto, junto con su nivel de significancia. Por otro lado, nos permite comprender en términos porcentuales qué proporción del efecto de la variable independiente sobre la dependiente se debe a un proceso de transmisión indirecta.

En nuestro caso, presentaremos el ejercicio de descomposición para el efecto del origen de clase y educativo sobre las oportunidades de acceso a la clase directiva-profesional, controlado por el nivel educativo del hogar. En la tabla 5.20 mostramos para cada categoría de clase y nivel educativo de origen, el coeficiente β del efecto total, directo e indirecto, su nivel de significatividad y el porcentaje asociado a cada uno.

Tabla 5.20. Descomposición de efectos de origen. Categoría de contraste: clase directiva-profesional. Categoría de referencia: clase obrera. CABA 2012-2015

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Fuente: EMSyOSA 2012-2013 (N= 687) y ENES-PISAC 2014-2015 (N=424). * p < 0.10, ** p < 0.05, *** p < 0.01

La descomposición nos muestra que los efectos de origen se redujeron considerablemente al incorporar como variable mediadora el nivel educativo del miembro dominante del hogar. Esto puede observarse comparando los coeficientes β de los efectos totales (es decir, cuando únicamente intervienen los factores de origen) y de los efectos directos (es decir, el efecto neto de los factores de origen cuando se incorpora el nivel educativo). En algunos casos lo que se observa no es una reducción sino un cambio de signo, pasando el valor a negativo. Esto implica, que el efecto mediador de la educación es de tal magnitud que potencia al efecto total o bruto del origen (sin embargo en dichos casos, los coeficientes resultan no significativos).

Tanto para 2012-2013 como para 2014-2015, el nivel educativo de origen no presenta coeficientes significativos estadísticamente respecto a la transmisión indirecta. Vale recordar que la lectura de los coeficientes siempre debe compararse con la categoría de referencia (clase obrera no calificada). En este sentido, podemos observar que tanto para ambos relevamientos, la clase media técnica-rutinaria, aparece como aquella que mediatiza en mayor medida el efecto de origen de clase vía capital educativo (68% en 2012-2013, 42% en 2014-2015), en contraposición con las otras dos clases superiores. Por el otro lado, es para los hogares provenientes de la pequeña burguesía en donde el efecto de origen se torna más fuerte (52% en 2012-2013, 72% en 2014-2015). ¿Qué indicios nos estarían dando estos valores? En primer lugar, que el efecto “ascensor” que produce el nivel educativo, es más fuerte a medida que descendemos en la estructura de clases: a menor posición de clase, el nivel educativo permite reducir la transmisión de desventajas que puede producir la clase de origen. Como contratendencia, para la pequeña burguesía, clase caracterizada por la pequeña o mediana acumulación de capital económico (capital físico, negocio, pequeña o mediana empresa, etc.), el efecto directo de origen resulta fuerte, en la medida en que los hijos cuentan con mayores probabilidades de transferencias económicas de los padres, en muchos casos basada en la herencia de los propios emprendimientos (Bourdieu, 2012b: 37; Erikson y Jonsson, 1998: 19; Goldthorpe, 2010b: 443). En tercer lugar, el importante peso del efecto directo en la clase directiva-profesional puede estar dando cuenta de cierta transmisión de capital cultural independientemente de aquel incorporado vía capital educativo. Como señalaba Bourdieu (2012a), podría decirse que ese importante efecto de transmisión directa habla de que a igual capital educativo, el origen social diferencia, otorga un hándicap. Desde otra posición, aunque complementaria, Goldthorpe (2010b) señala que las estrategias “desde arriba”, por las cuales se transfieren recursos culturales y sociales, en muchos casos la adscripción pura se “activa” cuando falla el logro educativo, mediante el “uso de conexiones sociales y ocupacionales, características de origen que son valiosas a los ojos de los empleadores, apariencia, saber hacer, modales, acento, etc.” (2010b: 444).


  1. La EAH, utilizada para caracterizar a la estructura de clases en el capítulo anterior, tiene un tamaño muestral superior a las encuestas utilizadas en este capítulo, así como una construcción diferente. De esto pueden derivarse diferencias entre los tamaños de los estratos y las clases a partir de las muestras utilizadas.
  2. Es necesario recalcar que este enfoque de análisis de los cambios estructurales difiere del propuesto por Germani (1955, 1971), continuada por Torrado (CFI, 1989; 1992a) y llevado a cabo en el capítulo anterior de esta tesis, en el que las transformaciones se analizan a partir de los stocks poblaciones brindados por información censal o de encuestas periódicas. En el caso de los estudios de movilidad, la información pasada (es decir sobre la situación de los hogares en el pasado) se reconstruye en forma retrospectiva, recurriendo a la memoria de los encuestados.
  3. Sautu (2016b) encuentra que este achicamiento puede estar ligado a que las empresas pequeñas y medianas, en el contexto aperturista iniciado con el gobierno de facto de 1976, no pudieron adecuarse en primer lugar a los requerimientos del comercio de importación, luego de la desmantelación de las políticas proteccionistas establecidas desde mediados de siglo XX, y a la política de privatizaciones de los noventa. Una interpretación similar puede ser encontrada también en Villarreal (1985).
  4. Las tablas de movilidad correspondientes de los datos observados por género y cohorte pueden encontrarse en anexo.
  5. Sin embargo, es necesario remarcar que la situación de las mujeres en la estructura de ocupacional también se encuentra claramente segmentada, posicionándose en categorías elevadas del sector de servicios pero también en empleos feminizados de baja calificación (comercio, administración, cuidados, etc.) (Fachelli y López-Roldán, 2015: 55).
  6. A diferencia de las razones de momios, los riesgos relativos son razones entre probabilidades.
  7. Un caso especial es la pequeña burguesía, para la cual para el relevamiento de 2014-2015, su efecto no sólo es persistente a lo largo de los modelos sino que alcanza el valor del coeficiente exponenciado asciende a 108. En dicho caso, tanto la conformación de la muestra, así como su ponderación puede estar afectando el resultado, sobrerrepresentado el efecto. Sin ponderación, para el modelo 4, el coeficiente exponenciado alcanza el valor de 34.
  8. Hacia 2015, según datos procesados a partir de la EAH (DGEyC CABA), el 67% de los hogares, representativos de nuestro universo de estudio, con dominancia femenina tenían un nivel educativo superior – universitario completo o incompleto, frente a un 54% en el caso de los de dominancia masculina.
  9. Siguiendo a Torrado (1992a: 51) entendemos que la clasificación de períodos presentada puede diferenciarse en: 1) Primera ISI (1932-1957); 2) Segunda ISI o desarrollismo (1958-1975) y 3) Aperturismo (1976-1982).
  10. Una explicación pormenorizada de la técnica puede encontrarse en Breen, Karlson y Holm (2013). Asimismo, para su cálculo, hemos utilizado el programa creado por los autores para su utilización en STATA, denominado khb.


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