1. Introducción

En América Latina, las teorías que buscan explicar las desigualdades educativas a partir de las diferencias en los recursos culturales de distintos sectores sociales gozan de gran popularidad. La teoría de la reproducción de ^{Bourdieu y Passeron (1981}; ²⁰⁰³⁾, en particular con sus conceptos de capital cultural y habitus (^{Bourdieu, 2007}), es una de las más referidas y prototípicas de estas perspectivas (véase por ejemplo ^{Bracho, 1990}; ^{López 2005}; ^{Fernández, 2007}; ^{Tenti, 1994}; ²⁰⁰⁸; ^{Brunner, 2010}; ^{Blanco, 2011a}). Su auge en la región, sin embargo, dista de sostenerse en un caudal significativo de investigación empírica rigurosa.

Durante décadas se ha constatado una asociación significativa entre el origen social de los alumnos y los resultados educativos. Tal asociación, si bien es compatible con las teorías de la reproducción, también lo es con perspectivas diferentes (como las racionalistas) (^{Boudon, 1973}; ^{Breen & Goldthorpe, 1997}), o que requieren de menos supuestos (como las que ponen en primer lugar los recursos y expectativas de las familias) (^{Van de Werfhorst, 2010}). Desde la década de 1980, además, los conceptos de capital cultural y habitus han sido objeto de críticas y análisis que relativizan su utilidad (ej. ^{DiMaggio, 1982}; ^{De Graaf, De Graaf & Kraaykamp, 2000}), al menos para sociedades con niveles relativamente elevados de movilidad social. Con estos elementos en consideración, me parece necesario analizar los fundamentos empíricos de las teorías culturalistas en la región mediante un acercamiento a los mecanismos que postulan para explicar la relación entre origen social y resultados educativos.

El avance en las evaluaciones estandarizadas de aprendizaje en los últimos 15 años permite contar con datos para someter a examen algunos postulados de estas teorías. En este artículo analizaré el caso de México mediante los microdatos del Programa para la Evaluación Internacional de Estudiantes (PISA, por sus siglas en inglés) 2012. Se trata de un caso sumamente interesante porque, al igual que en otros países latinoamericanos, contrasta marcadamente con los países dentro de los cuales se formularon inicialmente las teorías reproductivistas, y en particular la versión de Bourdieu y Passeron.

¿Qué relación existe entre la posición social de los alumnos y los recursos culturales disponibles en el hogar? ¿Es este vínculo tan fuerte y excluyente como postulan las teorías culturalistas y reproduccionistas? ¿Cómo se asocian, a su vez, el origen social y los recursos culturales con las experiencias y disposiciones relevantes para el desempeño educativo? ¿Se condice esta relación con las marcadas diferencias entre sectores sociales postuladas por el concepto de habitus? ¿Cómo inciden, finalmente, los recursos culturales y las disposiciones educativas en los aprendizajes de los alumnos? Estas son las preguntas que orientan el análisis, con las que pretendo contribuir a la discusión acerca de los recursos relevantes para el desempeño educativo.

Este artículo se estructura como sigue. En la segunda sección desarrollo el argumento general de las teorías culturalistas y en particular de las teorías de la reproducción, del cual extraigo algunos supuestos clave y consecuencias observables. En la tercera sección expongo brevemente algunas de las decisiones metodológicas para el análisis. Las secciones restantes abordan tres problemas específicos: 1) la relación entre el origen social de los alumnos que tomaron la prueba y la disposición de recursos educativos y culturales en sus hogares (en qué medida diferentes posiciones socioeconómicas se corresponden con diferentes dotaciones de recursos); 2) la relación entre un índice específico de recursos culturales, las actitudes hacia la escuela y las experiencias escolares de estos jóvenes; 3) la relación entre los recursos culturales, las actitudes y experiencias educativas y los niveles de aprendizaje obtenidos en pisa. En la sección de discusión retomo los resultados para cuestionar y relativizar el papel de las explicaciones culturalistas.

2. Distribución, composición e importancia de los recursos culturales

De todas las corrientes teóricas y de investigación abocadas a explicar las desigualdades en el desempeño educativo, las que enfatizan el rol de los factores culturales probablemente sean las más difundidas (^{Bourdieu, 2007}; ^{Bourdieu & Passeron, 1981}; ²⁰⁰³; ^{Bernstein, 1971}; ^{Willis, 1977}; ^{Lahire, 2008}). A pesar de considerables diferencias en cómo se concibe la cultura y los mecanismos que la vinculan con los resultados educativos, es posible identificar a grandes rasgos una línea argumental común a estos modelos.

Dentro de esta perspectiva general, la postura de Bourdieu en torno a la reproducción de las desigualdades sociales ha sido la de mayor repercusión. En particular, el concepto de capital cultural sido extensamente citado, comentado, analizado y adaptado en América Latina (ej. ^{Reimers, 2000}; ^{Fernández, 2002}; ^{Cervini, 2003}; ²⁰⁰⁹; ^{Tiramonti, 2004}; ^{Ziegler, 2004}; ^{Tenti, 2007}; ^{Kessler & Di Virgilio, 2008}).

La difusión de este enfoque es tal que, en mi opinión, algunos de sus supuestos y consecuencias lógicas se han aceptado de manera acrítica, lo cual entraña el riesgo de un estancamiento en la comprensión de los mecanismos que producen la desigualdad educativa. En otras latitudes, sin embargo, se han cuestionado múltiples aspectos de esta perspectiva. El primero se dirige al punto 2 de la síntesis presentada antes: la asociación entre clase social y cultura. Se ha señalado que la idea de culturas propias de cada clase, distintas y excluyentes, sólo sería adecuada para cierto periodo en algunas sociedades europeas, pero no necesariamente para otras en que los patrones de consumo cultural se superponen ampliamente entre grupos (^{Kingston, 2001}). En términos generales, se cuestiona la visión estamental, estática, de los grupos y sus adscripciones culturales, a la que se contrapone una visión más fluida, en la cual lo cultural no supone una “pertenencia” grupal, sino una “participación” más reflexiva y electiva (^{DiMaggio, 1982}).

No desligada de la primera, una segunda crítica cuestiona el supuesto de que las familias de sectores bajos no puedan aprehender los elementos fundamentales de la cultura dominante, y cambien sus propias disposiciones y desempeños para adecuarse a las exigencias escolares. ^{DiMaggio (1982)} contrapone, a la teoría de la reproducción, una teoría de la “movilidad cultural”, que sostiene que la adquisición de estos elementos no sólo es posible en los sectores bajos, sino que tiene un efecto sobre el desempeño escolar independiente del origen social, e incluso más beneficioso cuanto menor sea la posición de origen. Numerosas investigaciones apoyan esa postura (por ejemplo ^{Roska & Potter, 2011}; ^{Evans, Kelley & Sikora, 2014}); otras aportan evidencias mixtas (^{Aschaffenburg & Maas, 2007}; ^{Meier Jæger, 2011}; ^{Byun, Schofer & Kim, 2012}). Existen también evidencias de variaciones en el peso de una y otra teorías en función del régimen de bienestar: los más liberales favorecerían la reproducción cultural, mientras que los de mayor protección favorecerían la movilidad (^{Xu y HampdenThompson, 2012}).

Este debate es crucial porque implica que la escuela es un espacio de adquisición de recursos culturales y no solamente de reproducción de desigualdades. De manera conexa es posible elaborar una tercera crítica al supuesto carácter elitista de los sistemas educativos y de su supuesta impermeabilidad a las especificidades culturales de los estratos más bajos. Cabe preguntarse, por ejemplo, cómo es posible que los sistemas educativos latinoamericanos favorezcan activamente a los alumnos más privilegiados, dado que una proporción importante de maestros no posee niveles elevados de capital cultural (^{Falus & Goldberg, 2011}). Cómo es posible, en fin, una respuesta sistémica cerrada y monolítica, sin lugar para la diversidad o la reflexividad.

En cuarto lugar, la teoría de Bourdieu y Passeron ha sido criticada por su visión reduccionista acerca de los recursos culturalmente relevantes para el desempeño escolar, y particularmente por su énfasis en el valor de la “alta cultura”. Este postulado es central no sólo por lo excluyente de la cultura de élite, sino por lo arbitrario de su legitimidad. Si se puede mostrar, por el contrario, que los elementos relevantes para el desempeño escolar tienen un carácter menos arbitrario, la posición reproduccionista se debilita. Los recursos culturales más relacionados con el desempeño educativo no serían las disposiciones “refinadas” hacia la cultura, sino la familiaridad con la cultura escrita, observable por ejemplo a través del número de libros en el hogar. Como consecuencia, en lugar del popular término “capital cultural”, convendría utilizar otro que implique menos supuestos, como el de “recursos escolares” (^{Teachman, 1987}), “cultura escolar” (^{Evans, Kelley & Sikora, 2014}), o incluso “capital humano” (^{Barone, 2006}).¹

De aquí puede retomarse una crítica más amplia a las teorías culturalistas y en particular a la propuesta de Bourdieu y Passeron, que refiere a la vaguedad de los conceptos de capital cultural y habitus, y por lo tanto de los mecanismos de reconocimiento y privilegio dentro del sistema educativo. Esta imprecisión permite que los conceptos abarquen factores tan diversos como la ya mencionada familiaridad con la alta cultura, las expectativas académicas, las disposiciones y valoraciones del conocimiento escolar (^{Andersen & Nordli, 2012}), la autoconcepción académica (ej. ^{Bodovski, 2015}), y las prácticas familiares de cultivación y de intervención en la escuela (^{Lareau, 1987}; ^{Lareau 2003}; ^{Lareau & Weininger, 2003}; ^{Lee & Bowen, 2006}; ^{Redford, Johnson & Honnold, 2009}).

Para algunos académicos esta vaguedad es una ventaja porque permite observar diversos mecanismos de desigualdad a nivel micro. Sin embargo, se pasa por alto con demasiada facilidad lo que implica suponer que todo elemento que otorga ventajas en la escuela es igualmente arbitrario, sin hacer distinciones entre afinidad cultural y recursos cognitivos. El conocimiento de El clave bien temperado probablemente no sea igualmente arbitrario y ventajoso para el desempeño escolar que un padre que lee todos los días con su hijo; sus efectos suponen diferentes mecanismos de transmisión, activación y reconocimiento.

En Latinoamérica y México es habitual que el concepto de “capital cultural” se observe a través de recursos educativos o trayectorias educativas (ej. ^{Muñoz Izquierdo & Lira, 1990}; ^{Mella & Ortiz, 1999}; ^{Casillas, De Garay, Vergara & Puebla, 2001}; ^{Gertel et al., 2006}; ^{Colorado, 2009}; ^{Castillo & Cabezas, 2010}; ^{De Garay & Sánchez, 2012}), más que a través de la posesión de bienes de alta cultura, sin que se discuta el supuesto carácter “arbitrario” de sus efectos. En este sentido, son relevantes las tempranas observaciones de ^{Bracho (1990)}, respecto de las diferentes definiciones del concepto contenidas en la obra de Bourdieu, y el desafío que esto representa en términos de observación y análisis, especialmente en el contexto mexicano, muy diferente a aquél en el cual fue propuesta originalmente la teoría de la reproducción. Asimismo, se destaca el trabajo de ^{Cervini (2002)}, que recupera las discusiones señaladas antes y justifica la necesidad de separar —como mínimo— los recursos de alta cultura de otros recursos educativos, sobre todo porque suponen diferentes tipos de mediaciones institucionales y praxis individuales para explicar los efectos sobre el desempeño escolar.² Más recientemente destaca el trabajo de ^{Jacintho (2009)}, quien realiza para el caso brasileño consideraciones similares a las de Bracho.

A partir de estas críticas (y también de la refutación del reproduccionismo mediante la evidencia empírica en favor de la movilidad educativa ascendente), ^{Goldthorpe (2007)} propone deshacerse de los supuestos reproduccionistas sin abandonar la noción de que existen recursos culturales importantes para el éxito escolar. Dos serían las principales diferencias con la postura criticada: i) la relación de los recursos culturales con el desempeño escolar no es arbitraria, éstos constituyen elementos valiosos para el desarrollo cognitivo y; ii) su desigual posesión no resulta del funcionamiento excluyente de mecanismos de distinción simbólica, sino de una lógica más general de distribución de recursos sociales; por lo tanto esta desigualdad puede eventualmente ser amortiguada por el Estado y/o la propia escuela.³

Aportar evidencia empírica que permita avanzar en la resolución de estos debates es fundamental, tanto para el conocimiento de los mecanismos que producen la desigualdad educativa, como para el diseño de intervenciones adecuadas a nivel del sistema educativo y de las escuelas. Por ello, en este artículo me propongo explorar la validez de estas afirmaciones para el caso de México. De esta forma, es posible poner a prueba teorías alternativas en un entorno de características muy diferentes a las de los países centrales. México es una sociedad en la que, comparativamente, coexisten una movilidad de clase relativamente elevada (^{Solís, 2012}), con débiles instituciones de protección y niveles altos de desigualdad económica. El sistema educativo público, por su parte, ha generalizado su cobertura de manera relativamente tardía, y lo ha hecho con base en una masificación de la población docente que ha incrementado notablemente su heterogeneidad social. El escenario, por tanto, es de una combinación de elementos que podrían favorecer tanto las hipótesis reproduccionistas como las de movilidad cultural.

Mi argumento en este trabajo es que las condiciones socioestructurales y educativas actuales de México producen un escenario de “movilidad cultural limitada”. Esta tesis se basa en el hecho de que la sociedad mexicana es aún relativamente fluida en cuanto a los patrones de movilidad, lo que promueve procesos de acumulación y transmisión de recursos culturales. Al mismo tiempo, para una proporción importante de la población existen límites estructurales para cualquier forma de acumulación cultural, dados por la insuficiencia de ingresos y las condiciones de pobreza.⁴ Por otra parte, las características del sistema educativo mexicano no parecen favorecer los desempeños asociados a la familiaridad con la “alta cultura”. En su lugar, los recursos relevantes serán aquéllos vinculados al desempeño específicamente escolar (por ejemplo, la posesión de libros en el hogar) y estarán relacionados con el desarrollo cognitivo y la generación de disposiciones favorables hacia la escuela. Concretamente, pondré a prueba las siguientes hipótesis:

3. Datos y variables

La base de datos de alumnos de pisa 2012⁸ incluye tres escalas de interés: i) bienestar (wealth),⁹ enfocada principalmente en la existencia de bienes materiales; ii) posesiones culturales (cultpos), integrada por libros de “alta cultura” y obras de arte y; iii) recursos educativos (hedres), compuesta por libros educativos y recursos informáticos, entre otros.¹⁰ El índice de posesiones culturales podría considerarse un indicador básico de capital cultural “objetivado” (de élite), según Bourdieu. Por su parte, el índice de recursos educativos podría tomarse como indicador del capital “escolar”; es decir, bienes vinculados específicamente al desempeño en este ámbito.

A partir de estos índices construí uno nuevo, con el fin de integrar ambos tipos de capitales en un indicador más robusto, que permitiera además considerar las relaciones específicas de México entre posesiones culturales y educativas. Para ello recurrí a un análisis de componentes principales a partir de correlaciones tetracóricas¹¹ entre los ítems de los índices hedres y cultpos, más el número de libros en el hogar (dicotomizada).¹² Excluidas tres variables,¹³ el análisis arrojó dos factores. Al primero, que denominé “Recursos educativos y culturales” (zredcult),¹⁴ explica 44% de la varianza total y agrupa seis variables principalmente relacionadas con la posesión de libros en el hogar.¹⁵ El segundo factor explica 18% de la varianza y agrupa sólo dos ítems relacionados con los recursos informáticos del hogar.¹⁶

4. Posición social, bienestar y recursos educativos y culturales

La existencia de una sólida relación entre la posición social y la disposición de recursos culturales valiosos en el ámbito educativo es un elemento regularmente constatado por la investigación empírica, que prácticamente se da por descontado en el debate. En la Hipótesis 1 sostengo que, para el caso de México, se observará una relación moderada entre estos factores. El cuadro 1 presenta los coeficientes de correlación bivariada entre las variables “estructurales” (nivel educativo más alto en el hogar: hisced; categoría de ocupación más alta en el hogar: hisei), el bienestar de los hogares (wealth), y los tres índices de posesiones culturales y educativas (zredcult, cultpos y hedres).

Se destaca la intensidad de moderada a fuerte de todas las medidas de asociación, lo que coincide con la primera hipótesis y deja la balanza en equilibrio entre las teorías reproduccionistas y las teorías de la movilidad cultural.¹⁷ Si bien se trata de correlaciones importantes, no tienen la magnitud que podría esperarse en una sociedad tan desigual. Tal como adelanté, una explicación podría residir en los niveles relativamente elevados de movilidad social, que debilitan la conformación de grupos de estatus o identidades de clase, así como su asociación con la acumulación de recursos culturales.

n = 31 501

Fuente: elaboración propia con base en microdatos de PISA 2012.

Cuadro 1: Correlaciones bivariadas entre los indicadores de posición social, bienestar del hogar, y recursos culturales de los hogares. México, 2012 

Un segundo hallazgo es que zredcult es la variable cuya relación es más fuerte con los factores estructurales, seguida por hedres y —más débil pero aún significativa— cultpos. Con esto cobra fuerza la Hipótesis 2: la relación entre origen social y recursos simbólicos no pasaría tanto a través de un capital “cultivado”, como de un capital literario básico, probablemente más relacionado con recursos propios del sistema educativo, vinculados con el desarrollo cognitivo.

Ahora bien, estas correlaciones no están controladas por el resto de las variables. Para esto es necesario recurrir a modelos de regresión, con hedres, cultpos y zredcult como variables dependientes. Con esto intento responder dos preguntas: 1) ¿qué índice está mejor “explicado” por los factores estructurales y de bienestar del hogar? y; 2) ¿qué factor estructural tiene mayor relación con los índices de recursos simbólicos? Adicionalmente exploro otros dos fenómenos: 3) la relación entre el tamaño de la localidad de la escuela y la adquisición de bienes simbólicos y; 4) la interacción entre los factores estructurales y el tamaño de la localidad (dicotomizada).¹⁸

El cuadro 2 muestra tres modelos de regresión, uno para cada índice de recursos. A fin de hacerlos comparables estandaricé las variables dependientes hedres y cultpos, por lo que aparecen antecedidas de la letra z. Las variables independientes son iguales para todos los modelos.

* p < 0.05; ** p < 0.01

^aCoeficientes estandarizados.

Fuente: elaboración propia con base en microdatos de PISA 2012.

Cuadro 2: Modelos de regresión lineal sobre recursos culturales de los hogares.^a México, 2012 

El coeficiente de ajuste R² muestra que los modelos para zhedres y zredcult tienen idénticos resultados (0.34), mientras que el ajuste de zcultpos es considerablemente menor (0.14). Al menos como fue observado en esta ronda de PISA, podría afirmarse que los recursos más vinculados a la alta cultura no tienen una relación tan sistemática con el origen social como los recursos educativos y/o los recursos culturales más básicos (Hipótesis 2).

Los modelos para zhedres y zredcult revelan también que el nivel de bienestar del hogar tiene una relación más intensa que las posiciones educativa y ocupacional. Esto confirmaría que la adquisición de este tipo de recursos es fuertemente dependiente de otros recursos del hogar y probablemente de los ingresos, que operan como una fuerte mediación respecto de la posición ocupada en la estructura social.

Es necesario destacar también que la magnitud de los coeficientes es diferente entre los modelos. El modelo de zredcult es más “equilibrado”: los coeficientes de los factores estructurales son significativamente más fuertes, y el del bienestar es más débil que en el modelo hedres, lo que indicaría que la variable dependiente está relativamente menos condicionada por los ingresos del hogar. Dicho resultado (así como la mayor solidez teórica del índice) me llevó a privilegiar la variable zredcult para los análisis posteriores.¹⁹

Finalmente, en ambos modelos se observan coeficientes positivos asociados a la asistencia a escuelas urbanas, lo que muestra que estos entornos ofrecen más oportunidades para la adquisición de recursos culturales. También se aprecia una interacción positiva entre los contextos urbanos y el bienestar de los hogares, lo que sugiere que en estos ámbitos sería más fácil (o necesaria) la transformación de recursos económicos en culturales.

5. Recursos culturales, experiencias y disposiciones académicas

Los resultados anteriores debilitan la interpretación elitista de los recursos culturales (Hipótesis 3), en particular como señales arbitrarias de pertenencia de clase. Es posible postular, no obstante, al menos dos mecanismos que podrían explicar el peso de los recursos educativos. Los recursos podrían tener efectos tanto directos (cognitivos, sobre la posibilidad de aprehender los elementos de la cultura escolar) como indirectos (a través de un conjunto de disposiciones, percepciones subjetivas y experiencias en relación con la cultura escolar). En esta sección avanzo sobre el segundo mecanismo, que supone que los recursos culturales inciden en las disposiciones académicas de los alumnos.

Numerosas variables en PISA 2012 permiten aproximarse a las disposiciones y experiencias académicas. Se distinguen cinco grandes conceptos, cada uno de los cuales comprende varias escalas:²⁰

Estos conceptos y sus escalas representan un espectro amplio de actitudes (1, 4 y 5), experiencias (2), y percepciones (3) en relación con la escuela y el aprendizaje. En total se tienen 27 escalas más una escala simple que agregué al análisis por considerarla de interés (horas de estudio fuera de la escuela: outhours). Constituyen, en este sentido, un gran espacio de oportunidad para poner a prueba la influencia de los recursos culturales, así como de la posición estructural y el bienestar de la familia.

En una primera etapa exploré las correlaciones entre todas las escalas y los indicadores hisei, hisced, wealth y zredcult. De un total de 112 correlaciones, sólo 21 arrojaron valores de r iguales o superiores a .10.²¹ Esto sugiere que la relación entre posición social, recursos culturales y disposiciones subjetivas puede haber sido sobreestimada por las teorías de la reproducción. Se abre, por tanto, un espacio para postular relaciones más flexibles entre espacios de socialización (crecientemente heterogéneos) y disposiciones subjetivas.

Dentro de este panorama general, el índice de recursos culturales es el que muestra relaciones de manera más consistente, al concentrar 11 de las 21 correlaciones mencionadas. A su vez, de estas 11 correlaciones con zredcult, sólo dos muestran coeficientes por encima de 0.20: familiaridad con conceptos matemáticos (famcon: r = 0.28), y apertura a resolución de problemas (openps: r = 0.24).

Para obtener resultados más precisos es necesario recurrir a modelos de regresión multinivel, que incluyan además variables de nivel escolar, dado que las percepciones y experiencias académicas de los alumnos dependen no solamente de su posición social y sus recursos, sino de su interacción con una cultura dominante propia de las escuelas. En este caso me inclinaré por modelos simples a nivel escolar, debido a que la investigación ha mostrado que los principales efectos escolares son de tipo composicional (efectos agregados de las características sociales de los alumnos), y que las variables propiamente escolares muestran asociaciones menores (ej. ^{Blanco, 2011a}).

Los modelos incluyen, a nivel individual, las variables estructurales y zredcult. A nivel de escuela incluyen únicamente el promedio de zredcult (denominado zredcult_m ). Las otras variables estructurales no se incluyeron como promedios escolares por razones de parsimonia. Si existe algún efecto de los recursos culturales o del nivel educativo de los padres, éstos deberían estar captados por la variable zredcult_m .

A fin de reducir el número de estimaciones y de hacerlas más robustas decidí no utilizar las 28 escalas simples, sino seis índices factoriales que las agrupan, más la variable de horas de estudio fuera de la escuela:²²

Los resultados se presentan en el cuadro 3. Resulta llamativa, en primer término, la baja proporción de varianza explicada por los modelos en casi todas las variables, salvo en los casos de zexpmat y zarprob.²³ Esto confirmaría que, al menos de la forma en que fueron observadas en este levantamiento, existe un conjunto amplio de actitudes y experiencias escolares que sólo están débilmente relacionadas con el origen social.

* p < 0.05; ** p < 0.01

^aCoeficientes estandarizados.

Fuente: elaboración propia con base en microdatos de PISA 2012.

Cuadro 3: Modelos de regresión multinivel para variables de actitudes, experiencias y percepciones de los alumnos en torno a las matemáticas, los profesores y la escuela.^a México, 2012 

A pesar de lo anterior se observa una interesante estructura de asociaciones. El índice zredcult tiene una asociación positiva con todas las variables, que es también la de mayor magnitud relativa en casi todos los casos. El nivel educativo del hogar, en cambio, mantiene una asociación positiva sólo con las variables de actitudes positivas y el esfuerzo en relación con las matemáticas, de magnitud mucho menor.

Se destaca también que la posición ocupacional y el bienestar del hogar muestran asociaciones negativas, para cuya interpretación conviene recordar que se trata de coeficientes controlados.²⁴ Esto implicaría que, a igual nivel de recursos culturales, un mayor nivel de bienestar material estaría asociado a actitudes y experiencias menos favorables a la escuela. El hallazgo es interesante por dos razones: 1) apoya la hipótesis de que la acumulación de recursos culturales tendría una orientación específicamente educativa; 2) sugiere una relación de compensación entre las actitudes escolares y las ventajas materiales o, dicho de otra forma, una dimensión instrumental de la relación con la cultura escolar. Mayores niveles de capital económico harían menos necesarios los recursos escolares, y por lo tanto hacen menos necesarias las actitudes “favorables” hacia la escuela. En ambos casos se trata de hipótesis más compatibles con una versión de movilidad que con una de reproducción cultural.

Por último, el índice de recursos culturales agregado a nivel escolar mantiene relaciones de distinto signo y orientación con las variables, irregularidad que probablemente se deba a la escasa magnitud de la varianza entre escuelas de la mayor parte de las variables.

En síntesis, estos modelos muestran que los recursos culturales tendrían una ligera influencia sólo en ciertas disposiciones y experiencias escolares, tanto a nivel individual como a nivel agregado. Esta incidencia es, en casi todos los casos, mayor que la de las variables de tipo estructural. No obstante, el ajuste de los modelos es muy bajo, lo que indicaría la existencia de otros factores relevantes cuyo efecto no es capturado por los indicadores de posición social, bienestar y recursos culturales.

6. La relación entre recursos culturales, disposiciones educativas y aprendizajes

En esta sección abordo el último tramo del mecanismo teórico bajo análisis: la relación entre los recursos culturales y el aprendizaje de los alumnos. Como variable dependiente utilizo el puntaje global de PISA 2012 en habilidades matemáticas, área enfocada especialmente en dicho año.²⁵ La pregunta central es ¿qué peso tienen los factores culturales en la relación con los aprendizajes, cuando se consideran junto con otras variables estructurales y educativas? Para responderla muestro tres etapas de un modelo de regresión multinivel:

Los resultados se presentan en el cuadro 4. En el modelo nulo, el coeficiente de correlación intraclase calculado a partir de los componentes de varianza es de 37.1%, similar al reportado en otras investigaciones para la región (véase ^{Blanco, 2011a, p. 120, cuadro II.2}; ^{Fernández & Cardozo, 2011}). En el modelo 1, con las variables de control, los coeficientes presentan las direcciones y significaciones esperadas, aunque son relativamente débiles para zhisei y zhisced.

Los resultados cruciales se presentan a partir del modelo 2. El índice zredcult muestra una relación positiva con los aprendizajes, lo que en principio es compatible tanto con las teorías de la reproducción como con las de la movilidad. Si bien el porcentaje de varianza explicada sólo mejora ligeramente y el coeficiente es relativamente pequeño, resulta superior al que muestra el nivel educativo de los padres. A esto hay que agregar dos elementos: 1) los coeficientes de la categoría ocupacional y del nivel educativo, significativos en el modelo 1, sólo se reducen ligeramente (aunque en el caso de zhisei esta reducción hace que el coeficiente se vuelva no significativo). Este resultado apoyaría la teoría de la movilidad cultural (Hipótesis 4), en el sentido de que los efectos de los recursos tienden a ser independientes, no intermediarios de los del origen social. 2) La interacción entre la categoría ocupacional y los recursos culturales es positiva, lo que indica que su utilidad es mayor para los jóvenes de mayor posición social. Este resultado contradice la Hipótesis 5, fortalece la posición reproduccionista, y podría deberse a la interacción de los recursos con otras características, como las prácticas de lectura en el hogar (^{Blanco 2011b}), o un mayor nivel de competencias para su uso (hipótesis que podría acercarse a la noción de habitus).

^a La estimación se realizó de manera conjunta para los cinco valores plausibles de matemáticas, mediante el módulo pv de Stata®; pesos de nivel 1 reescalados con el método size.

^b Los valores de Seudo R2 son aproximados, con base en modelos multinivel únicamente sobre zpv1math, debido a que el módulo pv no reporta varianzas.

Individuos: 9809. Escuelas: 1442. La muestra se reduce a aquellos individuos con valores válidos conjuntamente en las variables zexpmat y zarprob, que por diseño de la prueba no se observaron en todos los estudiantes.

* p < 0.05; ** p < 0.01

Fuente: elaboración propia con base en microdatos de PISA 2012.

Cuadro 4: Modelos de regresión sobre el puntaje en la prueba de competencias en matemáticas.^a México, 2012 

En el modelo final, tras introducir las variables de exposición a las matemáticas y actitudes, se observa que ambas tienen una asociación importante con el aprendizaje, mientras que el coeficiente de los recursos culturales deja de ser significativo. En otras palabras, la relación entre recursos culturales y aprendizaje se explicaría por la intermediación de las oportunidades de aprendizaje y de las actitudes frente a la resolución de problemas (Hipótesis 6); esto es porque los recursos están asociados tanto a las experiencias objetivas de aprendizaje como a las disposiciones subjetivas hacia el mismo. La interacción entre los recursos culturales y la posición social prácticamente no sufre cambios y mantiene su nivel de significación. Es llamativo el buen ajuste de este último modelo, especialmente al nivel escuela (seudo R² = 0.59).

7. Discusión

En este artículo mostré que: 1) existe una relación moderada entre el origen social de los alumnos y su disponibilidad de recursos culturales; 2) las relaciones observadas, tanto con el origen social como con las disposiciones educativas y los aprendizajes, son mayores para el índice de recursos educativos que para el índice de posesiones de “alta cultura”; 3) no obstante, los recursos culturales tienen una relevancia limitada para explicar estas disposiciones; 4) de las experiencias y disposiciones educativas analizadas, las que tienen mayor relación con los recursos culturales son las oportunidades de aprendizaje y la disposición al esfuerzo por parte de los alumnos; 5) existe una relación significativa entre los recursos culturales y los aprendizajes evaluados en pisa, aunque su magnitud es baja; 6) esta relación intermedia sólo marginalmente la relación entre el origen social y los aprendizajes; 7) la relación desaparece cuando se controla por las variables de oportunidades y disposiciones mencionadas anteriormente y; 8) los efectos marginales de los recursos culturales son mayores en posiciones sociales superiores.

Estos resultados contribuyen, en primer lugar, a moderar las explicaciones totalizantes, con frecuencia unicausales, de la desigualdad educativa. Es débil el sustento para los argumentos que ponen a las diferencias en capital cultural como la principal explicación. En segundo lugar, el hecho de que la posesión de libros tenga más peso que la posesión de bienes culturales clásicos (literatura y obras de arte), fortalece la hipótesis de que, más que un capital cultural excluyente basado en formas elitistas de acumulación, los recursos relevantes podrían estar relacionados con el desarrollo cognitivo. Este resultado cuestiona las interpretaciones reproductivistas sobre los atributos valorados por el sistema educativo. No obstante, la interacción positiva entre recursos y origen social sugiere que, más allá de la mera posesión de libros, existe otro tipo de recursos favorables a los jóvenes más acomodados, quizá habitus de activación del capital que requieren de procesos más prolongados y acumulativos para desarrollarse.

En tercer lugar, la asociación entre recursos culturales, actitudes y experiencias escolares, si bien débil, también es consistente y sobrepasa a las asociaciones con las variables estructurales. Este hallazgo debe valorarse con cuidado. Es posible que los factores que inciden en las disposiciones educativas sean de más difícil observación y/o estén menos relacionados con el origen social. En países como México, con tasas de movilidad relativamente elevadas y en donde las oportunidades laborales dependen considerablemente del logro educativo (^{Solís & Blanco, 2014}), actitudes como la disposición al esfuerzo escolar podrían transmitirse de forma relativamente independiente del origen social. También es posible que estas actitudes, sin ser independientes de las posiciones, estén más condicionadas por las trayectorias laborales familiares y sus vínculos específicos con las credenciales educativas.

En cuarto lugar, el hecho de que los recursos culturales tengan un efecto sobre los aprendizajes relativamente independiente del origen social fortalece la hipótesis de la movilidad cultural. En cambio, la interacción positiva con el origen social refuerza la hipótesis reproduccionista.

Finalmente, el hecho de que la asociación entre recursos y aprendizajes se explique a través de las experiencias y disposiciones escolares muestra que efectivamente estos recursos operan a través de la generación de condiciones subjetivas para el aprendizaje. Si se considera que estas condiciones sólo están débilmente asociadas a los recursos, lo que emerge es un panorama complejo respecto de los factores que inciden en las disposiciones subjetivas. Es necesario, por tanto, continuar la investigación en esta área; particularmente profundizar en los mecanismos que vinculan origen social, trayectoria familiar y acumulación de recursos valorados por la escuela y las familias.