nova página do texto(beta)
Espanhol (pdf)
Artigo em XML
Referências do artigo
Tradução automática
Enviar este artigo por email
Citado por SciELO 
Similares em
SciELO 
Permalink
La desigualdad material que caracteriza a las sociedades latinoamericanas experimenta escasa variación a lo largo del tiempo, con notorias diferencias de nivel entre países (Amarante, & Colacce, 2018). La desigualdad material, especialmente en los ingresos, resiste a pesar del incremento en el acceso a la educación, los cambios demográficos y las políticas económicas de los gobiernos. En el artículo contrastamos Uruguay y Chile, países con niveles de desigualdad de ingreso bajo y alto, respectivamente, para mostrar cómo las características de su estructura social inciden en la movilidad ocupacional intergeneracional, y explican parte de las diferencias observadas en los niveles de desigualdad, así como la forma que adopta en cada país.
La movilidad social, especialmente la ocupacional, ofrece una medida de las oportunidades abiertas en una sociedad a su población: si las ventajas y desventajas al origen no contribuyen a los privilegios y la exclusión, las sociedades son más inclusivas. Los procesos de movilidad social pueden ocurrir como resultado de cambios en la estructura de las sociedades -industrialización, migración o transición demográfica- o bien a través de la movilización que los individuos hacen de sus recursos heredados o adquiridos. Entre estos recursos, la educación ocupa un lugar clave; no obstante, desde la década de 1980 se ha considerado crecientemente el efecto de las vinculaciones sociales o capital social en el logro ocupacional.
En América Latina, los análisis recientes destacan la movilidad ocupacional individual o circulatoria, con el consiguiente menor peso de la movilidad estructural (Solís, & Boado, 2016; Morgavi, 2017). En condiciones de menor peso del cambio estructural, la explicación de la desigualdad requiere tomar en cuenta los factores que inciden en la movilidad social individual, lo que deja espacio para evaluar la contribución de factores asociados con el origen social, el capital humano y también el capital social. La inclusión del capital social en los estudios de movilidad permite probar en qué medida las vinculaciones sociales reducen o incrementan las oportunidades de acceso a las ocupaciones.
El artículo identifica diferencias en los efectos del capital social en dos países de tamaño pequeño, con niveles diferentes de desigualdad, y pautas convergentes de movilidad social intergeneracional durante las últimas décadas (Espinoza, 2016; Boado, 2016). En particular, buscamos establecer el efecto neto del capital social en el logro de estatus controlado por otros factores. Teniendo como marco general el postulado “el éxito de la acción está positivamente asociado con el capital social” (Lin, 2001, p. 60), adoptamos una formulación exigente y evaluamos el efecto del capital social en el logro de estatus frente a explicaciones alternativas. No suponemos que el capital social reemplaza el efecto de la educación formal, la calificación laboral o el sexo, sino que la contribución del capital social se mantiene como efecto neto, después de descontar el efecto de otros factores. Específicamente se busca establecer cuánto valor agrega el capital social al logro de estatus contrastando su operación en dos países. Un segundo aporte se halla en la inclusión de la dimensión sexo/género en el acceso y movilización del capital social, con predominio de lazos fuertes entre las mujeres (Erickson, 2004; Puga, & Soto, 2018). En la medida que la fuerza de los lazos está asociada positivamente al éxito de acciones expresivas (compañía, apoyo mutuo, consejo, etc.), y que los lazos débiles están vinculados a recursos diversos y acceso a posiciones más altas, Lin (2001) plantea que debiera observarse el mayor déficit de capital social entre mujeres, aunque el uso de los vínculos fuertes sería mejor aprovechado por ellas.
En el artículo probamos como primera hipótesis que quienes posean mayor diversidad de vínculos sociales tendrán mayores retornos ocupacionales, y como segunda, que los vínculos sociales de las mujeres, asociados más bien con funciones de cuidado y reproducción, tendrán un rendimiento menor.
Los datos provienen en Uruguay de la Encuesta sobre Movilidad Ocupacional y Trayectorias Educativas (EMOTE), N = 3 143 casos, aplicada entre 2010 y 2012 en tres ciudades de Uruguay (Montevideo, Salto, Maldonado). En Chile, provienen de la Encuesta Nacional de Estratificación Social (ENES), N = 6 153, aplicada en 2009.
En una primera parte, introducimos las variables explicativas por medio de una discusión conceptual. Luego, resumimos el modelo relacional de logro de estatus, con referencia a investigaciones disponibles en América Latina. En una tercera parte, presentamos el contexto, los datos y la metodología. Finalmente, se muestran y discuten los resultados.
Estratificación, logro de estatus y capital social
Incidencia del capital social en el logro de estatus
El efecto de las vinculaciones sociales en la movilidad social ha sido destacado por autores de diversas tradiciones sociológicas (Bourdieu, 1980; Coleman, 1988; Burt, 2005). La tradición representada por Lin (2001) ha permitido refinar conceptos al comparar la operación del capital social entre tipos diferentes de economía y de régimen político. El debate reciente se concentra alrededor de la hipótesis de que el capital social contribuiría a la amplificación de las desigualdades sociales (Bonoli, & Turichi, 2015).
Existen dos maneras de comprender el capital social: como atributo colectivo o como atributo individual, línea, esta última, que seguimos aquí.2 En el primer caso, el capital social es una propiedad de la estructura que beneficia a todo el grupo. Las teorías sobre el capital social colectivo destacan la cercanía y la densidad de las redes como factores clave en la conformación del capital social (Coleman, 1988; Putnam, 2000). Al incrementar la densidad de las redes, se generarían niveles significativos de cohesión y se garantizaría el cumplimiento de las normas sociales. En cambio, en el segundo caso, el capital social se entiende mediante posiciones individuales que favorecen la acumulación de valor por individuos. El capital social como atributo individual entiende que la disponibilidad de contactos sociales facilita el acceso a oportunidades para establecer un “proceso a través del cual los individuos movilizan e invierten recursos para obtener retornos en términos de estatus socioeconómico” (Lin, 2001, p. 78). En este enfoque, los recursos están incrustados (embedded) en las redes sociales, y constituyen su acceso y uso una condición para obtener o reproducir el estatus. La desigualdad social se debería a que estas redes poseen conexiones entre círculos sociales distantes, de forma que la baja densidad de las relaciones resulta en una fuente de diversidad de recursos (Burt, 2005; Granovetter, 1995). La versión más conocida de esta cualidad es la tesis de fuerza de los lazos débiles de Granovetter (1973), quien estableció que un lazo débil -medido según frecuencia de contacto, volumen de intercambios y compromiso emocional- puede operar como puente entre círculos sociales, por lo que los vínculos débiles favorecen la inclusión social.
En años recientes se han realizado estudios en diversos contextos y usado gran variedad de indicadores que relacionan capital social con logro de estatus, aunque no de manera comparada (Lin, & Huang, 2005; Bonoli, & Turuchi, 2015). Se ha introducido una dimensión de género junto al capital social, como el estudio de Lutter (2015) sobre la industria fílmica en los Estados Unidos o de Vause (2011) sobre movilidad profesional de migrantes congoleses. Requena (1991) en España encontró que los contactos más distantes de los círculos sociales inmediatos eran más eficaces en el acceso al empleo. Recientemente, Peña-López, & Sánchez-Santos (2017) probaron una versión adaptada del modelo de Lin en España.
En América Latina, algunas investigaciones establecen una relación directa entre capital social y logro de estatus, pero pocas incluyen sexo/género. Araújo (2015) muestra el impacto del capital social sobre la brecha salarial de género, lo que se relaciona indirectamente con logros de estatus. Puga, & Soto (2018) estudiaron la operación del capital social en la inserción laboral de las chilenas. Contreras et al. (2019) mostraron el efecto positivo del volumen de contactos sociales de un individuo en el acceso al trabajo, los ingresos del empleo y el prestigio de su ocupación. Carrascosa (2021) analizó en qué medida la fuerza y contexto de lazos sociales inciden en la formalidad del empleo y la movilidad intergeneracional hacia la clase media para el Área Metropolitana de Buenos Aires.
Modelo relacional de capital social y logro de estatus
El modelo relacional comprende dos grandes procesos: el acceso al capital social y su movilización. Lin (1999) pone énfasis en la capacidad de los recursos relacionales (capital social), junto con los recursos individuales (educación, patrimonio, experiencia), para alcanzar logros individuales. En este enfoque, los retornos al capital social ocurren en un contexto de desigualdad en el acceso a círculos sociales: conocer gente de mayor estatus ofrece más ventajas (Moerbeck, & Flap, 2010). López-Roldán, & Alcaide (2011) muestran que en Cataluña la disponibilidad del capital social que favorece el acceso a círculos sociales distantes pertenece a las clases profesionales altas, mientras que en las restantes categorías socio-profesionales, el capital social aparece asociado con relaciones entre personas de similar estatus. Por la desigualdad de acceso al capital social, es menos probable encontrar retornos directos al capital social general (es decir la variedad de los contactos) que en el acceso a posiciones de mayor estatus socioeconómico. En consecuencia, planteamos:
Hipótesis 1: Quienes tengan acceso a posiciones con mayor diversidad social tendrán mayores retornos en su logro de estatus.
Capital social, logro de estatus y sexo/género
Una crítica frecuente a los modelos de capital social y logro de estatus es la insensibilidad a las diferencias de género (Molyneux, 2002). Las diferencias observadas en las pautas de contacto social entre hombres y mujeres, que inciden en su logro de estatus, están asociadas con una desigualdad de poder subyacente (Bruegel, 2005; Puga, & Soto, 2018). La división del trabajo productivo y reproductivo pone a las mujeres en desventaja y lleva a diferencias sustanciales en la naturaleza de su capital social (Ensel, 1979; Peter, & Drobnič, 2013), tanto en la estructuración como en el funcionamiento de las redes (Bezanson, 2006). Desde una perspectiva feminista, se ha criticado el supuesto de acceso generalizado a las redes sociales, dado que las vinculaciones de las mujeres poseen menor calidad de recursos, a la vez que reproducen las relaciones de poder (Alfred, 2009).
Algunos estudios han probado las diferencias de calidad en los recursos a los cuales las mujeres tienen acceso por medio de sus vinculaciones sociales. En Canadá, Erickson (2004) realizó un análisis separado del capital social de las personas tomando en consideración el sexo de los contactos sociales, que confirma la desigual distribución del capital social entre sexos. También se ha demostrado que en general las redes de las mujeres son más informales (O’Neill, & Gidengil, 2005). En un estudio sobre migrantes, Anucha et al. (2006) expusieron las variaciones en el retorno del capital social de mujeres migrantes según su comunidad de origen en Canadá. En Cataluña, Bolíbar (2020) muestra también diferencias generalizadas en cuanto a los retornos del capital social para migrantes, lo que representa un recurso más limitado para las mujeres. Puga, & Soto (2018) muestran que el capital social de las mujeres solamente rinde cuando poseen contactos de clase alta. En consecuencia, planteamos:
Hipótesis 2): Dadas las diferencias en las pautas de interacción social de hombres y mujeres, los contactos de las mujeres tendrán un rendimiento menor en el logro de estatus.
Desarrollos en América Latina
Los trabajos sobre capital social y logro de estatus en el contexto latinoamericano son más limitados que en los países anglosajones, pero están creciendo. Una primera encuesta en 2000 destinada a medir el capital social en contextos laborales se aplicó en Montevideo, Uruguay, Buenos Aires, Argentina y Santiago de Chile. Los resultados apuntan a un peso diferenciado de las variables habitualmente usadas según se trate de obtener acceso a un determinado estatus o se trate de conservar dicho estatus, sin diferencias significativas entre sexos (Espinoza, 2002). En Colombia, se ha mostrado que el capital social de las mujeres del sector de la producción de flores en zonas rurales es un elemento central para entender su acceso a la propiedad de la tierra (Friedeman-Sanchez, 2004). En Uruguay, mediciones realizadas en la década de 2000 (Boado, 2008) evidencian que las mujeres recurren más a los lazos débiles. También se observan diferencias de sexo -pero también de edad- en el capital social. Los sujetos con un mayor nivel educacional recurren menos al capital social. En Cuba, Romanó, & Echevarría (2015) estudiaron cómo los lazos sociales influyen en el acceso a trabajos por cuenta propia, en el contexto de reformas económicas que favorecen el emprendimiento privado. Las autoras muestran la relevancia de los vínculos fuertes en el mercado laboral, los cuales intervienen tanto en el acceso al trabajo por cuenta propia como en el empleo estatal. Finalmente, en México la condición de migrante interactúa con el origen socioeconómico en relación con los determinantes de la inserción laboral de migrantes a la capital mexicana (Hernández, 2015), lo que incide en la baja disponibilidad de capital social. En Chile, Puga, & Soto (2018) mostraron que no existe evidencia de que los lazos fuertes apoyen la inserción laboral de las mujeres; por el contrario, sólo quienes contaban con vinculaciones sociales de alto estatus veían favorecida su participación laboral.
Contexto, datos y metodología
Justificación de la comparación entre Uruguay y Chile
Uruguay y Chile son países de urbanización temprana que siguieron modelos de industrialización sustitutiva durante el siglo XX, y desarrollaron simultáneamente modelos de protección social pública, limitados por relaciones laborales poco formalizadas. En ambas sociedades persistieron amplias capas de la población en condiciones de pobreza y marginalidad asociadas con el sector informal urbano. En la actualidad, de acuerdo con el Índice de Desarrollo Humano (IDH), ambos países presentan un desarrollo humano muy alto: Chile se ubica en el lugar 42 en el mundo, y es el primero de América Latina con un valor de 0.847; en tanto Uruguay se coloca en el lugar 57 en el mundo, y tercero en América Latina, por detrás de Argentina, con un valor de 0.808. Son los únicos tres países de la región que se ubican en este segmento. Chile y Uruguay poseen un nivel de ingreso per cápita similar, que se ubicaba en USD $15 212 y $14 902 anuales respectivamente en 2018.3 En cuanto a desigualdad de ingresos, el Índice de Gini del año 2017 en Chile fue 44.4 y en Uruguay 39.7.4
Existen diferencias en las orientaciones políticas y económicas en los cuarenta últimos años entre ambos países. En Chile, a partir de las reformas neoliberales de la década de 1970, se retiró el soporte público a los procesos de movilidad social, mientras que en Uruguay dichos procesos aún cuentan con el apoyo público, especialmente a través de un sistema educacional menos segmentado. En la última década Uruguay tendió hacia un modelo de política social universal, mientras que Chile se mantuvo dentro de los márgenes de la focalización. Este régimen de protección social, calificado de “garantismo residual” toma distancia de un modelo liberal puro e introduce algunas iniciativas de corte universal, pero sin abandonar la focalización y la provisión privada de servicios. No se basa en la garantía de derechos; por su carácter fuertemente individualizado, destruye las solidaridades sociales (Farías, 2019; Filgueira et al., 2012).
Respecto de la situación de hombres y mujeres, ambos países comparten una situación habitual en América Latina antes de la pandemia de COVID-19, donde la participación de las mujeres en el mercado laboral remunerado alcanza alrededor de 50% de ellas (Banco Mundial, 2020).
En las últimas décadas, las pautas de movilidad social intergeneracional muestran cierta convergencia en ambos países (Espinoza, 2016; Boado, 2016): se observa que está menos asociada con los cambios de la estructura social o productiva y más con la circulación entre ocupaciones o puestos de trabajo. En la década de 1990, la permeabilidad de las posiciones más altas en Uruguay y el crecimiento de éstas en Chile, dio paso a una relativa clausura y el predominio de las dinámicas de reproducción en las ocupaciones más deseables. En el otro extremo de la clasificación ocupacional, la tendencia al ascenso que caracterizó la década mencionada, y que en Chile coincide con la disminución de la pobreza, cede también ante las dificultades para el ascenso desde las posiciones más desaventajadas. La principal diferencia entre ambos países se aprecia en el peso de la herencia de la posición social entre las ocupaciones ubicadas entre los dos extremos: mientras que en Uruguay se aprecia movilidad entre esas posiciones, en Chile predominan las tendencias a la reproducción social.
Datos
Los datos de Uruguay provienen de la Encuesta de Empleo, Movilidad Ocupacional y Trayectoria Educativa (EMOTE 2010-2012), aplicada en: Montevideo (N = 2021, año 2010), Salto (N = 571, año 2011) y Maldonado (N = 552, año 2012). El error estimado para individuos a nivel nacional es de 4%, considerando varianza máxima y un nivel de confianza de 95%. Se trata de una encuesta cara a cara a una muestra aleatoria estratificada bi-etápica aplicada sobre el universo de personas mayores de 18, económicamente activas en el momento de la entrevista, que al menos habían tenido un empleo y residentes en hogares particulares en el momento de la realización del trabajo de campo.
Los datos chilenos provienen de la Encuesta Nacional de Estratificación Social (ENES) del Proyecto Desigualdades, aplicada cara a cara entre mayo y agosto de 2009 a una muestra de 6 153 individuos, pertenecientes a 3 365 hogares. La muestra es representativa de la población chilena de 18 años y más. Corresponde a un diseño aleatorio, estratificado -por región y zona-, manzanas, hogares e individuos. El error estimado para individuos a nivel nacional es de 1.3%, considerando varianza máxima y a un nivel de confianza de 95%. El análisis utiliza un subconjunto de observaciones correspondiente a personas ocupadas de entre 18 y 64 años (N = 3 167).
El generador posicional y la medición del logro de estatus
La identificación de contactos sociales más allá del círculo social afín tiene en el generador de posiciones su herramienta preferida, que ofrece información sobre la variedad de las redes sin necesidad de elaborar una lista exhaustiva de los contactos de las personas (Mardsen, 2005). Operativamente se establece una lista de ocupaciones que cubren un amplio rango de estatus, alcanzando diez títulos en los datos uruguayos y 12 en los datos chilenos. Corresponden a ocupaciones conocidas, con un número importante de efectivos y un rango pequeño de variación en términos de estatus socioeconómico en cada país. Los encuestados deben señalar si conocen a personas que desempeñen dicha ocupación y el tipo de relación que mantienen con ellas (familiares, amigos o conocidos).
Cada ocupación del generador de posiciones queda asociada con un puntaje de la escala International Socio-Economic Index of Occupational Status (ISEI). El ISEI fue formulado por Ganzeboom, & Treiman (1996) como una medida del estatus socioeconómico de las ocupaciones que combina sus niveles de educación e ingreso en distintos países.
Para cada entrevistado, se construyen tres variables auxiliares: la primera contiene el valor de la ocupación con mayor puntaje de todas las mencionadas por la persona entrevistada, la segunda es la suma simple de la cantidad de contactos con que cuenta la persona y la tercera es el rango entre el valor de las posiciones de mayor y menor nivel socioeconómico indicadas por la persona entrevistada. Con estas tres variables se realiza un análisis de componentes principales, cuyo puntaje operacionaliza el capital social general de cada sujeto. En el estudio también utilizamos el ISEI como indicador del logro ocupacional, dada su validación internacional y difusión en estudios comparativos.
El modelo de análisis
El modelo general busca establecer los retornos que ofrece el capital social general en términos de estatus ocupacional, controlado por variables sociodemográficas. Un modelo adicional refina el anterior poniendo atención en la calidad de los contactos al considerar el acceso de los entrevistados a posiciones con mayor calidad de recursos. Este modelo de retornos está calculado en ambos países con datos de corte transversal, por lo que tiene la debilidad de su reversibilidad. Se plantea que los vínculos sociales contribuyen al logro, aunque es posible pensar que el efecto opere en la dirección opuesta: una mejor posición ocupacional conlleva una ampliación de los círculos sociales. Para abordar este problema de endogeneidad se utiliza el origen social del entrevistado (educación u ocupación de sus padres) como variable instrumental, según la estimación 2SLS.
Resultados
Cuadro 1 Características de ambas muestras
| Uruguay | Chile | |||||||
| Variable | Porcentaje o media | Test Sig | Porcentaje o media |
Test Sig |
||||
| Muestra | Hom- | Mujeres | Mues- | Hom- | Mu- | |||
| N= | bres | N = | tra | bres | jeres | |||
| 3 144 | N = | 1 386 | N = | N = | N = 1 | |||
| 1 758 | 3 177 | 2 014 | 153 | |||||
| Sexo | -.- | 55.9 | 41.1 | 0.0000 | -.- | 63.6 | 36.4 | 0.0000 |
| Edad | 40.5 | 40.4 | 40.5 | 0.0000 | 39.3 | 39.40 | 39.20 | n.s. |
| Estado civil | ||||||||
| -Soltero/nunca casado | 25 | 24.1% | 26.1 | 0.0000 | 28.70 | 27.10 | 31.40 | 0.0000 |
| -Casado y conviviente | 57.80 | 64.00 | 49.90 | 0.0000 | 60.20 | 65.5 | 50.9 | 0.0000 |
| -Viudo, separado, anulado, divorciado | 17.20 | 11.9 | 24.00 | 0.0000 | 11.10 | 7.40 | 17.7 | 0.0000 |
| Educación | ||||||||
| -Educación en años | 9.99 | 9.46 | 10.70 | 0.0000 | 11.20 | 11.10 | 11.30 | n.s. |
| -Postgrado | 3.80 | 3.10 | 4.60 | 0.0000 | 3.30 | 3.8 | 2.9 | 0.2056 |
| Salario mensual (miles de pesos chilenos y uruguayos, respectivamente) | 14330.9 | 16524.5 | 11460.1 | 0.0000 | 275.1 | 303.1 | 226.1 | 0.0000 |
Ambas muestras poseen notable similitud. Las diferencias principales se refieren al nivel de participación femenina en la fuerza de trabajo, que es más alta en Uruguay. Las medias de escolaridad de la fuerza de trabajo son más altas en Chile, así como las personas que cursaron maestría o doctorado. Las diferencias en años de escolaridad no son significativas en Chile, mientras que en Uruguay las mujeres poseen, en promedio, una educación mayor. Las diferencias en los ingresos mensuales son significativas en favor de los hombres en ambas muestras, con una brecha algo mayor en Uruguay.
A continuación presentamos las medidas de resumen del acceso al capital social para ambos países. Cada medida corresponde a la media de las características de la red de cada persona entrevistada. Los tres indicadores de calidad de la red fueron construidos a partir del generador de posiciones: 1) diversidad de la red que corresponde al número de posiciones a las cuales tienen acceso los entrevistados; 2) alcance de la red que corresponde al puntaje ISEI más alto entre los contactos de ego, que es 88 en ambos casos, correspondiente al médico, y 3) rango de la red que evalúa su heterogeneidad según la diferencia entre los puntajes ISEI más alto y más bajo en cada red, que son 16 a 88 en Chile y 24 a 88 en Uruguay.
Cuadro 2 Medias de medidas de resumen de acceso al capital social según sexo para Uruguay y Chile
| Uruguay | Chile | |||||||
| Variable | Muesta | Hombre | Mujer | Test Sig. | Muestra | Hombre | Mujer | Test Sig. |
| Número total de posiciones con acceso | 5.1 | 5.3 | 4.9 | 0.000 | 4.7 | 4.7 | 4.6 | n.s. |
| Número de posiciones con acceso vía familiares | 1.5 | 1.4 | 1.5 | 0.000 | 1.0 | 0.9 | 1.1 | 0.11 |
| Número de posiciones de alto estatus con acceso | 1.0 | 0.9 | 1.1 | 0.000 | 2.9 | 2.9 | 2.9 | n.s. |
| Puntaje ISEI de la posición más alta a que s accede | 73.1 | 72.2 | 74.3 | 0.015 | 71.0 | 70.5 | 71.9 | n.s. |
| Puntaje ISEI de la posición más alta a que se accede | 44.7 | 44.4 | 45.0 | n.s. | 30.7 | 30.2 | 31.5 | n.s. |
| Sin contacto reportado | 3.4 | 2.9 | 4.0 | 15.1 | 14.3 | 16.5 | n.s. | |
Nota: Para Chile, estas cifras fueron calculadas respecto de personas con al menos un integrante en su red.
Los uruguayos acceden a más posiciones en promedio que los chilenos, aunque no se aprecian diferencias notorias en el alcance a posiciones de alto estatus, los uruguayos cubren mayor rango de estatus. Se aprecia una diferencia notoria entre las personas que no reportan contactos sociales: mientras que en Uruguay alcanza 3.4%, en Chile se registra 15%. La sociedad uruguaya aparece más inclusiva si se toma la variedad de las redes como indicador. Las diferencias según sexo no son significativas en Chile, mientras que en Uruguay los hombres tienen redes de mayor tamaño que las mujeres; en cambio, las mujeres tienen acceso a posiciones de mayor prestigio que los hombres. Finalmente, en ambos países, el sexo no establece una diferencia en el rango de nivel socioeconómico en las ocupaciones accesadas.
El generador posicional comprende diez ocupaciones y se presenta ordenado según el puntaje ISEI. Las ocupaciones son diferentes a las consultadas en Chile, pero ello no impide la comparación porque la selección de ocupaciones depende del contexto.
Cuadro 3: Posiciones accesadas (puntaje ISEI), en porcentaje, Uruguay
| Ocupación | Total muestra | Hombres | Mujeres | Test de significancia |
| Médico (88) | 63.5% | 61.4% | 66.1% | .007 |
| Gerente (70) | 33.1% | 34.6% | 31.3% | .050 |
| Profesor (69) | 57.4% | 52.7% | 63.3% | .000 |
| Funcionario público (54) | 54.3% | 54.2% | 54.6% | n.s. |
| Dueño de pequeño comercio (43) | 57.3% | 60.0% | 53.9% | 0.001 |
| Administrativo privado (39) | 54.0% | 53.4% | 54.8% | n.s. |
| Mecánico (34) | 59.1% | 67.6% | 48.2% | .000 |
| Taxista (30) | 31.5% | 35.3% | 26.7% . | 000 |
| Albañil (29) | 70.7% | 75.9% | 64.2% | .000 |
| Obrero de fábrica (24) | 32.1% | 36.9% | 26.0% | .000 |
La ocupación con el más alto nivel de contacto en Uruguay es albañil (70.7%), seguida por médico (63.5%). Los hombres aparecen con niveles más altos de contacto que las mujeres en todas las categorías, con excepción de los médicos. Las pautas son marcadamente diferentes a las chilenas. En particular, las diferencias entre sexos no parecen estar condicionadas por los roles de género.
Cuadro 4 Porcentaje de acceso a posiciones a través de parientes, Uruguay
| Ocupación | Total muestra | Hombres | Mujeres | P |
| Médico | 22.90% | 21.90% | 24.30% | n.s. |
| Gerente | 7.90% | 7.80% | 8.00% | .000 |
| Profesor | 21.20% | 20.70% | 22.00% | n.s. |
| Funcionario público | 17.70% | 17.50% | 18.00% | n.s. |
| Dueño de pequeño comercio | 12.80% | 13.60% | 11.70% | n.s. |
| Administrativo privado | 15.30% | 14.70% | 16.10% | n.s. |
| Mecánico | 14.10% | 13.00% | 15.70% | .000 |
| Taxista | 7.60% | 8.00% | 7.00% | n.s. |
| Albañil | 23.60% | 22.70% | 24.80% | .03 |
| Obrero de fábrica | 8.60% | 8.20% | 9.30% | 0.58 |
En Uruguay, cerca de 70% reporta tener al menos un familiar entre su red de contactos personales, 65% para los hombres, y 75% para las mujeres. Éstas cuentan con una red algo más familiarista. Sólo entre dueños de pequeño comercio y taxistas prevalecen los hombres. El acceso al capital social a través de parientes es marcadamente menor que en Chile, como veremos, por lo cual la variedad o alcance de la red no depende de las redes de parentesco. Más aún, no hay diferencia significativa en el acceso según sexo, de forma que, por contraste con Chile, mujeres y hombres establecen igualmente relaciones con su familia.
Para Chile, el cuadro 5 precisa las ocupaciones a las cuales tienen acceso los entrevistados, controlado por sexo. Junto al título ocupacional, se indica el puntaje ISEI entre paréntesis. La línea en blanco establece la frontera entre las ocupaciones de estatus medio-alto y el resto.
Cuadro 5 Posiciones accesadas (puntaje ISEI), en porcentaje, Chile. Personas con al menos un integrante en su red de contactos
| Ocupación | Total muestra | Hombres | Mujeres | p |
| Médico (88) | 37.3% | 35.6% | 40.2% | .002 |
| Ingeniero civil (79) | 42.1% | 44.8% | 37.2% | .000 |
| Profesor(a) enseñanza media (69) | 57.9% | 56.7% | 60.0% | n.s. |
| Corredor(a) de propiedades (59) | 19.7% | 19.9% | 19.3% | n.s. |
| Funcionario público (54) | 44.0% | 43.6% | 44.7% | n.s. |
| Carabinero(a) (50) | 47.6% | 49.5% | 44.1% | .008 |
| Vendedor(a) en tienda (39) | 35.2% | 34.8% | 36.0% | n.s. |
| Enfermero(a) (43) | 39.0% | 35.5% | 45.2% | .000 |
| Cocinero(a) (30) | 34.1% | 34.9% | 32.6% | n.s. |
| Agricultor(a) (23) | 38.7% | 42.3% | 32.2% | .000 |
| Jornalero(a) de la construcción (21) | 47.9% | 51.6% | 41.3% | .000 |
| Aseador(a) de oficina (16) | 26.0% | 23.8% | 30.0% | .001 |
La posición con mayor acceso en la muestra es profesor de enseñanza media, sin diferencia significativa entre sexos, seguido por carabineros. Entre los hombres, el contacto con obreros de la construcción muestra alta incidencia (47.9%), así como con carabineros (47.6%) y funcionarios públicos (44%). Las mujeres se equiparan a los hombres sólo en los funcionarios públicos, superadas en las otras dos instancias. Las mujeres, no obstante, superan a los hombres en su contacto con médicos, profesores, enfermeros y aseadores. Estas diferencias reflejan pautas de género en el establecimiento de contactos sociales, de forma que las mujeres predominan en aquellos contactos relacionados con tareas de cuidado, así como con ocupaciones de baja jerarquía también desempeñadas generalmente por ellas. La distribución de los contactos indica que la calidad de los vínculos de las mujeres puede aportar menos retornos debido a que pueden estar condicionados por el desempeño de roles de género.
Cuadro 6 Porcentaje de acceso a posiciones a través de parientes, Chile
| Ocupación | Total muestra | Hombres | Mujeres | Test de significancia |
| Médico | 14.9 | 15.5 | 14.0 | n.s. |
| Ingeniero | 20.2 | 16.9 | 27.1 | .000 |
| Profesor(a) enseñanza media | 20.2 | 20.8 | 19.0 | .n.s. |
| Corredor propiedades | 13.5 | 12.4 | 15.6 | n.s. |
| Funcionario público | 26.6 | 25.7 | 28.2 | n.s. |
| Carabinero | 25.4 | 23.6 | 29.0 | .045 |
| Agricultor | 33.2 | 30.2 | 40.1 | .002 |
| Vendedor/a | 12.5 | 11.3 | 14.6 | n.s. |
| Enfermero/a | 25.0 | 26.0 | 23.6 | n.s. |
| Cocinero/a | 18.8 | 16.2 | 23.9 | .005 |
| Jornalero | 22.9 | 16.9 | 36.4 | .000 |
| Aseador/a | 12.9 | 10.4 | 16.4 | .025 |
| Total | 21.3 | 19.7 | 24.2 | .000 |
Nota: Total = total de contactos que son parientes respecto al tamaño de la red.
Alrededor de un quinto del acceso a contactos en la red corresponde a parientes, un rasgo más acentuado en las mujeres; de hecho, sólo en el contacto con enfermeros, los hombres reportan mayor porcentaje de parientes. Los vínculos de parentesco son más fuertes en las ocupaciones rurales. El predominio de los contactos familiares entre las mujeres indica que sus vínculos sociales tienen más probabilidad de desarrollarse a partir del parentesco. En la medida que la variedad de las redes de las mujeres está condicionada por relaciones familiares, la calidad de sus vínculos posee un alto condicionamiento por el origen social.
El cuadro 7 muestra las correlaciones entre los indicadores de la red extendida, esto es diversidad, alcance y rango en el total de contactos, con respecto a la presencia de parientes en las redes. Permite verificar en qué medida las características de las redes están condicionadas por el origen social.
Cuadro 7 Correlaciones entre indicadores de red extendida y presencia de parientes entre los contactos, Chile
| Variables | Total muestra | Hombres | Mujeres |
| Diversidad de la red | .37 | .34 | .43 |
| Rango socioeconómico | .34 | .33 | .35 |
| Máximo nivel socioeconómico | .24 | .25 | .20 |
El acceso al capital social general a través de parientes muestra una clara asociación positiva con otras características de la red.5 En Chile, las redes sociales crecen en diversidad y alcance sobre la base de la incorporación de parientes, lo cual puede tener consecuencias importantes para el logro de estatus, que estaría vinculado al origen social por medio de redes de parentesco. El origen social que representa el parentesco no siempre estará asociado con la homogeneidad social de los contactos. La diversidad de los lazos familiares puede estar asociada con procesos de movilidad social intergeneracional, que en Chile ha sido el resultado de cambios estructurales y acceso masivo a la educación desde la segunda mitad del siglo XX. Es menos probable que esta mezcla ocurra como resultado de alianzas matrimoniales donde tiende a predominar la homogamia.
Análisis de componentes principales del generador posicional
Los indicadores de calidad de las redes, variedad, alcance y rango para ambos países se someten a un análisis de componentes principales, que permite verificar la presencia de una variable latente que representa el capital social general. Como punto de partida, se muestran las correlaciones entre los indicadores.
Cuadro 8 Correlaciones Pearson entre indicadores de capital social para Uruguay y Chile
| Variables | R Uruguay | R Chile |
| Variedad red: Rango ISEI | 0.707 | 0.838 |
| Variedad red: Máximo ISEI | 0.796 | 0.623 |
| Rango ISEI: Máximo ISEI | 0.918 | 0.756 |
Las correlaciones entre los indicadores de capital social son positivas y fuertes, pues comprenden un rango de 0.707 y 0.918 para Uruguay. Algo similar ocurre en Chile, que fluctúa entre 0.623 y 0.838. Las correlaciones más altas en Uruguay corresponden a las medidas de rango y máximo, mientras que en Chile corresponden a variedad y rango. En Uruguay, la heterogeneidad se incrementa entre quienes tienen acceso a posiciones de alta jerarquía, mientras que en Chile la heterogeneidad de la red depende de la cantidad de posiciones a las cuales ego tiene acceso. Según se aprecia en Uruguay, existe alta probabilidad de que los respondientes tengan acceso a posiciones medias y bajas, pero también al médico, ocupación que incrementa la heterogeneidad de la red.
Las correlaciones positivas y claras señalan que los indicadores pueden pertenecer a una misma dimensión y agruparse en un puntaje sintético. La asociación positiva, sin embargo, no muestra una pauta estrictamente lineal, especialmente en Chile. La posibilidad de variación está constreñida por el tamaño de la red, de forma que redes más grandes pueden alcanzar con más probabilidad los máximos y mínimos de la escala de prestigio de las ocupaciones que las redes pequeñas.
Las variables normadas y centradas se someten a análisis de componentes principales, para establecer si pueden agruparse en un mismo factor. El análisis se realiza con el programa survey (Lumley, 2020) implementado en R. Este programa incorpora el diseño muestral para la ponderación de los datos y el cálculo del error muestral.
Cuadro 9 Estructura factorial del capital social general en Uruguay y Chile
| Uruguay Muestra | ChileHombres | Mujeres | Muestra | Hombres | Mujeres | |
| N | 3144 | 1759 | 1385 | 2669 | 1710 | 959 |
| Eigenvalues | ||||||
| Factor I | 2.56 | 2.64 | 2,60 | 2.66 | 2.67 | 2.64 |
| Factor II | .39 | .29 | .32 | .25 | .24 | .27 |
| Factor III | .05 | .05 | .008 | .09 | .09 | .10 |
| Carga Factor I | ||||||
| Tamaño de la red | .86 | .89 | .89 | .58 | .58 | .58 |
| Rango de ISEI | .98 | .95 | .93 | .59 | .59 | .60 |
| Máximo ISEI | .93 | .97 | .97 | .56 | .56 | .55 |
En la muestra total de Uruguay, el primer autovalor para el capital social general recoge 85.2% de la varianza total. La matriz de componentes factoriales muestra la composición del factor, donde las tres variables se correlacionan estrechamente con el factor resultante. Este resultado contrasta con el caso de Chile, donde la carga factorial es sensiblemente más baja.
En la muestra total para Chile, el primer autovalor para el capital social general recoge 89% de la varianza total. La correlación de las variables con el factor es clara pero moderada, con valores semejantes para las tres variables. En los hombres, la estructura es similar, pues el primer factor da cuenta de 89% de la varianza. La correlación con las variables observadas es clara pero moderada. Similar estructura se observa en la submuestra de mujeres, con el primer factor recogiendo 88% de la varianza. Lo anterior apoya la decisión de usar el mismo puntaje factorial para hombres y mujeres.
Análisis de regresión
Con el índice de capital social general como variable independiente, se realiza un análisis de regresión lineal para establecer el efecto del capital social en el logro de estatus en Uruguay y Chile. Las variables de control comprenden aspectos demográficos, de capital humano y relaciones laborales. Las variables demográficas son: edad, vivir en pareja (casado o conviviente), tamaño del hogar (modificado con raíz cuadrada para simetrizar su distribución); además se incluyó una variable muda que identifica a los entrevistados que no residen en la capital. Dos variables especifican el capital humano: la escolaridad en años de estudio y una variable muda que indica si su escolaridad supera la educación secundaria. Las variables de relaciones laborales son: la posición de asalariado formal, así como la posición de autoridad consistente en supervisar a otros trabajadores. La formalidad del empleo, la condición de asalariado o la posición de autoridad no forman parte del estatus socioeconómico, sino que pertenecen al campo de las relaciones laborales que definen la clase social. Existe una asociación entre clase y estatus, pero conceptualmente miden aspectos diferentes de la posición social; la clase social mide una posición de mercado en términos de relaciones laborales (o de producción), mientras que el estatus lo hace en términos de las recompensas asociadas con la posición.
El modelo tiene un problema de endogeneidad que requiere instrumentar el análisis. En efecto, la conceptualización del capital social ha sido criticada por la reversibilidad del argumento, vale decir que el logro ocupacional puede ser un resultado de la diversidad de contactos, pero lógicamente contar con una mejor ocupación puede contribuir a diversificar los contactos sociales (Puga, & Soto, 2018; Portes, 1998). Resolver este problema es una cuestión clave para analizar las vinculaciones sociales como capital (Narayan, & Pritchett, 1999).
En ausencia de datos longitudinales, el problema de reversibilidad puede abordarse con variables instrumentales que sean antecedentes del capital social y no se encuentren asociadas con la posición ocupacional del respondente. El origen social del respondente se encuentra asociado con el volumen y diversidad de contactos sociales, pero su asociación con el logro ocupacional es más débil. La formulación es consistente con la literatura de logro ocupacional, según la cual los orígenes sociales poseen un efecto débil en el estatus alcanzado por los individuos. Estudios recientes han matizado la conclusión sobre el efecto de la educación en países latinoamericanos, de los cuales dan cuenta Solís, & Dalle (2019). Los autores argumentan que, si bien la mayor parte de las desigualdades en el destino laboral están mediadas por la educación, en la región se advierte una tendencia a reproducir los niveles de escolaridad de los padres y aun a incrementar el peso del origen social en el destino. Los efectos de la reproducción de la posición social y educación de origen, sin embargo, no son significativos para Chile, pero sí lo es el efecto de mediación.
Los datos chilenos cuentan con la información de la ocupación de los padres cuando el respondente tenía 14 años, la cual fue convertida a puntaje ISEI y utilizada como instrumento. Los datos uruguayos no cuentan con esta información, pero sí con la escolaridad de los padres, que se utiliza como instrumento. Los instrumentos son fuertes como lo indica el valor de F: 24 en Chile y 10 en Uruguay, con significancias que permiten rechazar la hipótesis de que los regresores son exógenos. Los modelos fueron calculados para el total de la muestra y separadamente para hombres y mujeres, en ambos países. Los cálculos consideran solamente a los entrevistados que poseen al menos un integrante en sus redes.
En suma, el instrumento permite establecer que el capital social del respondente está asociado con su origen social (la escolaridad o el nivel ocupacional de sus padres), pero que el origen social no se asocia con el logro de estatus. Esto justifica que el capital social antecede en el tiempo la posición ocupacional de destino.
Cuadro 10 Uruguay. Regresión MCO y con variable instrumental del índice socioeconómico ISEI en el capital social y otras variables explicativas para muestra total, hombres y mujeres
| Total | Hombres | Mujeres | ||||
| MCO | VI | MCO | VI | MCO | VI | |
| Capital social general | 0.631* | 16.96** | 0.800* | 14.49* | 0.0759 | 19.23 |
| (0.263) | (5.457) | (0.312) | (6.351) | (0.447) | (9.847) | |
| Edad | 0.0929*** | 0.00662 | 0.126*** | 0.0377 | 0.0666* | -0.0118 |
| (0.0199) | (0.0443) | (0.0238) | (0.0594) | (0.0338) | (0.0663) | |
| Tamaño del hogar | -0.259 | 0.201 | -0.183 | -0.0337 | -0.171 | 0.658 |
| (0.151) | (0.305) | (0.182) | (0.330) | (0.250) | (0.577) | |
| Residencia interior | -0.216 | -0.567 | -1.358* | -2.442** | 1.031 | 2.234 |
| (0.464) | (0.800) | (0.554) | (0.939) | (0.786) | (1.430) | |
| Años de educación | 2.036*** | 0.711 | 1.946*** | 0.719 | 2.273*** | 0.863 |
| (0.126) | (0.520) | (0.160) | (0.680) | (0.202) | (0.833) | |
| Más que enseñanza secundaria | 6.083*** | 6.259*** | 5.553*** | 6.882** | 6.513*** | 4.990* |
| (1.047) | (1.465) | (1.446) | (2.194) | (1.531) | (2.198) | |
| Casado o conviviente | 1.344* | 1.295 | 0.427 | 1.079 | 1.287 | 1.287 |
| (0.530) | (0.877) | (0.662) | (1.133) | (0.828) | (1.376) | |
| Supervisa | 1.224 | -1.734 | 0.726 | -2.410 | 1.058 | -0.379 |
| (0.723) | (1.407) | (0.851) | (1.885) | (1.321) | (2.004) | |
| Asalariado formal | 3.018*** | -0.846 | 1.853** | -0.906 | 4.540*** | -0.842 |
| (0.606) | (1.719) | (0.699) | (1.728) | (1.041) | (3.577) | |
| (Constante) | 11.16*** | 29.10*** | 13.56*** | 29.85*** | 6.392* | 25.70* |
| (1.641) | (6.719) | (2.009) | (8.475) | (2.785) | (11.26) | |
| Observaciones | 3144 | 2602 | 1759 | 1461 | 1385 | 1141 |
| R2 | 0.474 | . | 0.469 | . | 0.501 | . |
| F | 10.44 | 5.237 | 5.237 | |||
| Valor p | 0.0000304 | 0.00542 | 0.0139 | |||
| Error estándar entre paréntesis. * p<0.05, ** | ||||||
| ** p<0.01, | ||||||
| *** p<0.001 | ||||||
Los resultados muestran un efecto positivo del capital social sobre el logro de estatus, que se incrementa notoriamente cuando se toma en cuenta la endogeneidad. En la muestra total, las variables de control presentan efectos significativos y positivos para la edad, la escolaridad, el estado civil y la condición de asalariado formal. En el modelo instrumentado, el capital social general y contar con más que enseñanza media mantienen un efecto significativo sobre el nivel socioeconómico de la ocupación.
Entre los hombres, los efectos del capital social son claros y se incrementan después de la instrumentación. Por comparación con la muestra total, el estado civil no es significativo, mientras que sí lo es la residencia en el interior, que tiene un efecto negativo. En el modelo instrumentado son significativos el capital social, la residencia en el interior y contar con escolaridad mayor a la enseñanza secundaria. Entre las mujeres el capital social no tiene efecto sobre el nivel socioeconómico de su ocupación; en cambio, sí lo tienen la escolaridad y la condición de asalariadas formales.
El modelo de regresión anterior no ajusta los datos chilenos, lo que demandó refinar el modelo para proveer una explicación de la diferencia con Uruguay. La medida del capital social general se reemplazó en el modelo refinado por una medida de capital social para la disponibilidad de vínculos de alto estatus, que llamamos capital social medio-alto.6 La elaboración es consistente con lo expuesto en el marco teórico en el sentido de que la distribución desigual del capital social hace en algunos casos esperable que el capital social general no tenga efectos sobre el logro ocupacional. Esta forma de operacionalizar el capital social permite incorporar la calidad de los vínculos en el proceso de retorno del capital social. De acuerdo con el modelo de Lin, los retornos al capital social no están asociados directamente con la extensión o diversidad de los contactos, sino con la calidad de los recursos disponibles a través de esos contactos. Puede suponerse que las posiciones de mayor estatus poseen recursos de mejor calidad que el resto y por ello deberían estar mejor asociadas con el estatus alcanzado por los entrevistados. El cuadro 11 muestra los resultados de los modelos de regresión refinados e instrumentados para Chile.
Cuadro 11 Chile. Regresión MCO y con variable instrumental del índice socioeconómico ISEI en el capital social y otras variables explicativas para muestra total, hombres y mujeres
| Total | Hombres | Mujeres | ||||
| MCO | VI | MCO | VI | MCO | VI | |
| Capital social medio- alto | 0.656** | 7.893* | 0.726* | 11.51* | 0.398 | 3.443 |
| (0.233) | (2.213) | (0.327) | (4.506) | (0.326) | (1.992) | |
| Edad | -0.0366 | -0.0733 | 0.0191 | 0.00413 | -0.133** | -0.156** |
| (0.0383) | (0.0508) | (0.0538) | (0.0838) | (0.0465) | (0.0550) | |
| Tamaño del hogar | -2.485** | 0.377 | -3.054** | 2.325 | -1.670 | -0.921 |
| (0.890) | (1.476) | (1.165) | (3.226) | (1.281) | (1.418) | |
| Casado o conviviente | 0.183 | -2.460 | 0.532 | -5.773 | -0.504 | -0.534 |
| (0.854) | (1.490) | (1.286) | (3.641) | (1.093) | (1.241) | |
| Reside en Santiago | 1.814* | 1.916 | 2.897* | 0.733 | 0.0465 | 1.230 |
| (0.844) | (1.482) | (1.193) | (3.324) | (1.130) | (1.578) | |
| Años de educación | 1.307* | 0.313 | 1.099* | -0.325 | 1.771* | 1.340* |
| (0.193) | (0.385) | (0.271) | (0.648) | (0.219) | (0.360) | |
| Más que enseñanza secundaria | 6.604* | 0.196 | 6.978* | -2.810 | 5.255** | 2.814 |
| (1.317) | (3.419) | (1.730) | (6.610) | (1.777) | (2.984) | |
| Asalariado formal | 3.083* | 3.827** | 2.008 | 4.003 | 4.918* | 24.662* |
| (0.847) | (1.242) | (1.104) | (2.278) | (1.199) | (1.405) | |
| Supervisa | 5.263* | 5.263* 1.525 | 6.304* | 0.0481 | 3.241* | 2.596 |
| (1.023) | (1.568) | (1.334) | (2.801) | (1.443) | (1.703) | |
| (Constante) | 21.09* | 11.40 | 21.44* | 5.214 | 20.07* | 16.16** |
| (3.523) | (6.670) | (4.746) | (13.63) | (4.523) | (5.833) | |
| Observaciones | 2545 | 2364 | 1422 | 1317 | 1123 | 1047 |
| R2 | 0.398 | . | 0.413 | . | 0.408 | 0.294 |
| F | 23.93 | 9.241 | 1123 | 1047 | ||
| Valor p | 0.00000107 | 1422 | 0.00241 | 0.000135 |
Error estándar entre paréntesis. * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001
Los modelos para Chile muestran un efecto positivo y significativo del capital social medio-alto, para toda la muestra y los hombres, los cuales se incrementan después de la instrumentación. Con excepción del estado civil y la edad, las restantes variables de control muestran efectos positivos y significativos. El modelo con variables instrumentales mantiene la significación del capital social medio-alto y la condición de asalariado formal.
Las variables de logro educativo tienen efectos positivos para hombres y mujeres, aunque con un efecto algo mayor para ellas. Cabe destacar que contar con más que educación secundaria posee un efecto adicional notorio, de similar magnitud para hombres y mujeres. Lo anterior indica que no hay linealidad en la contribución de los años de escolaridad, sino que hay un despegue de la tendencia al contar con educación postsecundaria.
Los factores asociados con el mercado de trabajo y relaciones laborales muestran efectos significativos y positivos. La condición de asalariado formal está asociada en general con mayor logro de estatus, especialmente para las mujeres.
Discusión comparativa
La discusión se concentrará en los efectos del capital social, considerando las diferencias entre países y sexo. En ambos países se puede apreciar un efecto significativo del capital social, instrumentado para tomar en cuenta su endogeneidad y controlado por los efectos de factores educacionales, demográficos y laborales. Independientemente de la magnitud del efecto del capital social, en igualdad de condiciones respecto de factores contextuales e individuales, tal capital social ofrece ventajas a quienes cuentan con él.
El carácter del capital social varía entre países, prestando sólo apoyo parcial a la primera hipótesis, que se verifica solamente en Uruguay, donde el capital social general, esto es la variedad, alcance y heterogeneidad de los contactos, tiene un efecto positivo en el logro de estatus. En Chile solamente los contactos con personas de alto estatus aparecen asociados con el logro, no así el capital social general, lo cual indica segregación social. Las redes sociales uruguayas son de mayor tamaño que las chilenas, a la vez que también logran un acceso relativamente parejo a todas las posiciones sociales. En Uruguay, por lo tanto, debería ser más probable alcanzar cualquier círculo social en pocos pasos. En Chile, por contraste, el capital social contribuye a amplificar la desigualdad, en la medida que únicamente el acceso a posiciones de alto estatus está asociado con el logro ocupacional. Las ventajas que ofrecen los contactos sociales de los chilenos quedan encapsuladas en círculos sociales segregados.
En cuanto a las diferencias de sexo, se aprecian similitudes en las pautas de ambos países. Las mujeres obtienen menos ventajas de su acceso al capital social, como los plantea la hipótesis 2. Ya sea en términos de capital social general como en Uruguay o de acceso a contactos de mayor estatus social como en Chile, las mujeres no obtienen retornos en términos ocupacionales. Entre los factores demográficos, el tamaño del hogar afecta negativamente a hombres y mujeres en Uruguay, pero esto es significativo sólo para los hombres en Chile. Con respecto a la edad, su incremento tiene un efecto positivo para hombres y mujeres en Uruguay, mientras que es negativo para las mujeres en Chile. Lo anterior puede interpretarse para Uruguay como inclusión para las personas de mayor edad, mientras que en Chile está asociado con procesos de deterioro en la condición socioeconómica de los adultos mayores, especialmente para las mujeres. La escolaridad tiene retornos positivos para hombres y mujeres, pero en ambos países el rendimiento es más alto para las mujeres. Esto puede deberse a que las mujeres de mayor escolaridad tienen más probabilidad de incorporarse y sostener su participación laboral. La formalidad en las relaciones laborales favorece a las mujeres más que a los hombres en ambos países. Los empleos de carácter informal se asocian con inserciones precarias para las mujeres, aunque no necesariamente para los hombres. Finalmente, la condición de supervisión tiene un efecto positivo mayor para los hombres, reflejando el escaso acceso que tienen las mujeres a posiciones de autoridad en el trabajo. El análisis presentado en este artículo debe profundizarse con datos más recientes y modelos más complejos. Queda como desafío desarrollar modelos que tomen en cuenta la secuencialidad de los procesos, introduciendo el capital social en fases intermedias, en su interacción con la escolaridad, la zona de residencia o el sexo de los entrevistados.
En cuanto al logro ocupacional, la medida utilizada aquí asume una continuidad entre posiciones ocupacionales. En un contexto de mercados laborales segmentados con fuerte presencia del trabajo informal, como ocurre en América Latina, una escala socioeconómica como el ISEI puede no resultar completamente adecuada. Futuros estudios tendrían que incorporar medidas laborales como precariedad o sector informal. Del mismo modo, las pertenencias de clase siguen como un aspecto pendiente.
En lo relativo a la medición del capital social, futuros estudios deben considerar el posible sesgo de género en los instrumentos utilizados. El acceso a posiciones de mayor nivel socioeconómico entre las mujeres aparece asociado con tareas de cuidado y reproducción, lo cual no corresponde al concepto de capital social que facilita el acceso a recursos escasos.
Conclusión
Los resultados exponen el creciente campo de estudios de la desigualdad en América Latina desde la doble perspectiva de logros de estatus e impacto del sexo. En ambos países se encuentran efectos significativos del capital social, neto de los factores sociodemográficos, educacionales o laborales. El artículo ha mostrado en primer lugar, usando variables instrumentales, la antecedencia temporal del capital social respecto del logro ocupacional, vale decir que existen retornos de estatus a las vinculaciones sociales. Respecto de la primera hipótesis, tanto en Uruguay como en Chile, el logro ocupacional encuentra una parte de su explicación en los contactos sociales, si bien la diversidad de las redes resulta relevante sólo en el primer país. En Chile, los contactos sociales tienden a incrementar la desigualdad, y acumulan las ventajas en los grupos que ya ocupan posiciones sociales altas. No se trata, sin embargo, de sociedades donde estén ausentes los factores de mérito, especialmente el logro educativo. El logro educativo muestra una asociación clara con el logro de estatus, y respalda las tesis del capital humano. No obstante, la asociación no es lineal, dado que la educación postsecundaria ofrece una ventaja adicional en este plano y se convierte en un factor relevante para atacar los procesos de desigualdad.
En un contexto de sociedades relativamente abiertas a la movilidad social, las cualidades del mercado laboral muestran un claro contraste de género en términos de su contribución a la desigualdad, lo cual respalda la segunda hipótesis. En ambos países, el acceso a ocupaciones formales está asociado con un logro de estatus mayor para mujeres. En cambio, el ejercicio de posiciones de autoridad rinde más a los hombres. Las políticas de incorporación laboral de las mujeres deberían considerar las ventajas que ofrece el empleo formal, particularmente como proyección post crisis sanitaria, con tal de asegurar que el déficit de capital social de las mujeres en comparación con los hombres no sea sólo una consecuencia fortuita de la interacción social, entendiendo que el capital social se desarrolla en formas notoriamente generalizadas.
Desde un punto de vista más integral, puede plantearse la pregunta acerca del efecto de las políticas laborales y de protección social sobre las oportunidades que ofrece cada sociedad. Los debates sobre la política pública en las últimas décadas expresan esta preocupación, pues dada la persistente desigualdad material de las sociedades latinoamericanas se enfrenta una crisis de la promesa de inclusión social de la modernización capitalista (Filgueira et al., 2012). La inserción laboral en ocupaciones de menor calificación y con escasa protección social o contractual, si bien redujo la pobreza de ingresos, no alcanzó para ofrecer una inclusión estable. El acceso al consumo de los hogares tampoco logró borrar la sensación primero de malestar y luego de injusticia. Se aprecia también una movilidad educativa entre generaciones que excede las oportunidades de movilidad ocupacional, y provoca una percepción de privilegio que anula el esfuerzo de las familias por educar a sus hijos, particularmente en Chile, y que desmotiva y conduce a la desvinculación en Uruguay. Las políticas públicas focalizadas de Chile no atacaron decididamente la desigualdad y tampoco abrieron los círculos sociales de mayor estatus a la movilidad de los hijos de quienes habían superado la pobreza. La orientación más universalista de las políticas sociales uruguayas, junto con una mayor inversión e impulso de las mismas a partir de los gobiernos progresistas, aparecen asociadas con una sociedad más abierta a las vinculaciones sociales y por lo tanto más favorable a la equidad que en el caso chileno. Sin embargo, a pesar de los esfuerzos por ampliar las oportunidades, no fue posible, tampoco en el caso uruguayo, lograr que esa ampliación de oportunidades se tradujera en una mayor igualdad de resultados en términos de estatus socioeconómico, entre hombres y mujeres y entre diferentes orígenes sociales, tal como se refleja en el presente artículo.
