Un abordaje centrado en el grupo social (Budget Unit)

El hombre, por lo general el de más edad, era la autoridad familiar en la antigüedad y en la Edad Media. Su poder se basaba en la lealtad personal y en la tradición, ya que su mando se ejercía supuestamente en beneficio del interés de todos los miembros de la casa (^{Weber, 2003}). No existía la división establecida por el capitalismo entre el ambiente de vivienda y de trabajo. De acuerdo con Weber, cuando la división entre ambiente doméstico y ambiente de trabajo se volvió común, los otros miembros de esas unidades obtuvieron más derechos personales y financieros, lo que llevó a una restructuración social. Al paso que el poder del patriarca disminuyó, la herencia se dividió entre todos los miembros de la familia y las decisiones se volvieron menos centralizadas (^{Weber, 2003}). Un nuevo tipo de dominación social surgió con el desarrollo del capitalismo (^{Walby, 1990}). Dicha dominación se desarrolló a partir de una clara división social de papeles, cargos y funciones. Cuando hubo una clara separación entre casa y empresa, la mujer, en general, quedó encargada de las tareas domésticas, mientras que el hombre fue el responsable del trabajo fuera del hogar. El hogar se volvió un ambiente de consumo, mientras que la empresa quedó encargada de buscar el lucro pecuniario. Las decisiones tomadas en el ambiente doméstico no son necesariamente decisiones racionales y orientadas hacia ciertos fines, sino decisiones y opciones orientadas por factores valorativos, afectivos y racionales, lo que incluye desde la racionalidad instrumental hasta la pasionalidad.

En el libro “The-History-of-Commercial-Partnerships-in-the-Middle-Ages” (2003) Weber mostró cómo las unidades familiares coordinaban los recursos, en particular, el consumo, a partir de la lógica propia de los grupos sociales (^{McDonnell, 2013}; ^{Freitas, 2022c}). ^{Weber (2003)} definió como unidad presupuestal una organización económica, fundamentalmente preocupada por la satisfacción de las necesidades y deseos de un determinado grupo social, como la familia, que al igual que las empresas capitalistas, poseen tanto ingresos como gastos (^{McDonnell, 2013}; ^{Freitas, 2022c}). Las unidades presupuestarias pueden derivar rendimiento del trabajo, préstamos, negociaciones, inversiones y producciones. Sin embargo, el lucro no es el objetivo de las unidades presupuestarias (^{McDonnell, 2013}; ^{Freitas, 2022c}). La unidad presupuestal se compone de miembros que están ligados de manera intersubjetiva, por eso existe una identidad colectiva mínima y normas para imponer el comportamiento de grupo (^{McDonnell, 2013}; ^{Freitas, 2022c}). Este tipo de encuadramiento analítico identifica cómo la organización social afecta las decisiones individuales (^{McDonnell, 2013}; ^{Freitas, 2022c}).

Modernización, industrialización y cambio social

El tamaño de la unidad doméstica, así como quién debe ser incluido en ella, ha variado bastante a lo largo de la historia (^{Swedberg, 2003}). Empero, una casa no representa necesariamente un hogar; éste debe tener siempre cierta estabilidad, y probablemente no surgió, según Weber, hasta que fue posible el sustento a partir de la agricultura (^{Swedberg, 2003}). Según Weber en Economía y sociedad, el hogar representa un grupo social universal (^{Swedberg, 2003}). El principal objetivo del hogar, como unidad de manutención económica, es permitir la supervivencia de los seres humanos (^{Swedberg, 2003}). Por esta misma razón, el hogar también es el grupo económico más difundido de la sociedad humana (^{Swedberg, 2003}). En otros tiempos, el “comunismo doméstico” caracterizó el consumo de los hogares, así como su producción (^{Swedberg, 2003}). Todos los miembros de una familia contribuían con lo que podían y llevaban lo que necesitaban (^{Swedberg, 2003}). La propiedad de la familia se usaba en común; y la herencia no existía, toda vez que el individuo se subordinaba al grupo (^{Swedberg, 2003}). Dentro del hogar se encontraba una división de trabajo entre los sexos, que constituye la más antigua división típica del trabajo de la historia (^{Swedberg, 2003}). La propiedad del hogar es normalmente del hombre y, como ya se mencionó, el hombre tiene la autoridad sobre la mujer (^{Swedberg, 2003}). Weber agrega que, la autoridad doméstica y el hogar son relativamente independientes de las condiciones económicas, a pesar de la gran importancia de este último, y son “irracionales” desde un punto de vista económico (^{Swedberg, 2003}).

^{Tilly y Scott (1989)} llaman la atención hacia los cambios sociales que tienen que ver con las relaciones familiares, de trabajo y género ocurridos entre 1700 y 1950 en Inglaterra y en Francia (^{Swedberg, 2003}). A principios de ese periodo, las mujeres formaban parte de una economía familiar en la cual todo el trabajo se realizaba en el ambiente doméstico (^{Swedberg, 2003}). Las personas trabajaban y vivían en el mismo lugar, y la familia era vista principalmente como una asociación económica (^{Tilly, & Scott, 1989}; ^{Swedberg, 2003}). Tanto el hombre como la mujer debían contribuir al hogar en el momento del matrimonio; el hombre con tierra o herramientas, por ejemplo, y la mujer con una dote, con muebles, ropa y otros objetos afines (^{Tilly, & Scott, 1989}; ^{Swedberg, 2003}).

Weber agrega que gran parte de la estructura social de la familia puede describirse en términos de autoridad y lealtad (^{Swedberg, 2003}). La autoridad basada en la dominación tradicional da poder al hombre sobre la mujer, al padre sobre los hijos, y a los viejos sobre los jóvenes (^{Swedberg, 2003}). En la antigüedad, el poder del padre era irrestricto en el sentido de que había la posibilidad de que vendiera a la esposa, a los hijos o podía arrendarlos para el trabajo (^{Swedberg, 2003}). La herencia era central para la transmisión de los medios de vida; y los padres tenían el poder de control sobre la vida de sus hijos por medio de la propiedad familiar (^{Swedberg, 2003}). La vida de una mujer era onerosa en todas las diferentes etapas (^{Swedberg, 2003}). Como hija y mujer soltera, típicamente trabajaría en casa de sus padres o como una sierva en la casa de otra persona (^{Swedberg, 2003}). Prácticamente todas las mujeres se casaban, ya que el matrimonio significaba la mejor oportunidad de sobrevivir (^{Swedberg, 2003}).

La esposa era la encargada de administrar la economía doméstica, incluso cuando el marido tuviera el poder legal y físico del hogar (^{Swedberg, 2003}). La esposa fue, con toda concisión, la piedra angular de la economía familiar y estuvo a cargo del cuidado de los hijos (^{Tilly, & Scott, 1989}; ^{Swedberg, 2003}). En un principio, niños y niñas hacían cosas similares, pero unos años más tarde los niños comenzaron a ayudar a sus padres y las niñas a sus madres (^{Swedberg, 2003}).

Una condición previa para el patriarcado puro, según Weber, es que los miembros individuales de la familia permanecen indiferenciados. Una vez que hay educación pública, por ejemplo, esto ya no es posible. La existencia de una autoridad política separada también disminuye la necesidad de protección física por parte del patriarca. El desarrollo del dinero es otro factor que ayuda a debilitar el patriarcado, al permitir que los miembros de la familia calculen sus contribuciones exactas al hogar (^{Swedberg, 2003, p. 267}).

Con la industrialización nace un nuevo tipo de economía doméstica: la economía salarial familiar (^{Swedberg, 2003}). Fue también en ese momento cuando ocurre la famosa separación del trabajo y el hogar (^{Swedberg, 2003}). Todos en la familia trabajaban y se reunían todas las contribuciones para la supervivencia familiar (^{Swedberg, 2003}). Asimismo, las mujeres casadas preferían t­rabajos y tareas casuales, que permitieran administrar la casa al mismo tiempo (^{Swedberg, 2003}). Con la mejoría del nivel de vida de las clases trabajadoras, la economía asalariada familiar fue sustituida por una economía de consumo familiar (^{Swedberg, 2003}). En lo referente a la creciente entrada de las mujeres en el mercado de trabajo, varios estudios indican que este proceso se asocia con la posibilidad moderna de la atención infantil por parte del mercado o del Estado (^{Swedberg, 2003}). El control de la fecundidad y, sobre todo, los cambios culturales también contribuyeron a este cambio social.

Origen social, clase ocupacional y educación alcanzada

Existen dos formas de evaluar el cambio en el patrón de movilidad social de las sociedades modernas, a partir del papel que desempeña la educación escolar y por una evaluación composicional o estructural (^{Breen, & Jonsson, 2005}). Esta última forma es un tipo de evaluación macroestructural cuando, por ejemplo, existen cambios macrosociales en una determinada sociedad, que pueden referirse al aumento³ del grado de escolarización de una determinada población, lo que favorece la apertura social (^{Breen, & Jonsson, 2005}). Tanto los efectos de ecualización social vía capital humano, como los efectos composicionales pueden ocurrir en conjunto, esto es porque el movimiento de ecualización casi siempre resulta en una expansión educacional (^{Breen, & Jonsson, 2005}).

En la actualidad, muchos autores del área concuerdan en que cualquier teoría que tome en cuenta los patrones de fluidez social se debe construir a partir de un modelo de actores racionales que operan dentro de una estructura institucional (^{Breen, & Jonsson, 2005}). Una tendencia en el estudio de las desigualdades sociales educacionales es el resurgimiento de los modelos de la elección racional con foco en la toma de decisión educacional (^{Erikson, & Jonsson, 1996}; ^{Breen, & Goldthorpe, 1997}; ^{Breen, & Jonsson, 2005}). En estos modelos, las decisiones que los estudiantes y sus padres toman se determinan por los beneficios esperados, por los costos de esas inversiones y por la probabilidad de éxito (^{Breen, & Jonsson, 2005}).

La clase ocupacional representa para la tradición sociológica de estudios sobre estratificación y movilidad social, lo que la clase de ingreso salarial significa para el abordaje económico neoclásico. En esta área de estudios, la clase ocupacional se observa como factor que concede acceso a los recursos económicos y culturales (^{Grusky, & Kanbur, 2006}; ^{Solis, & Boado, 2016}; ^{Solis et al., 2019}). En esta línea, las investigaciones mostraron cómo las características de la familia de origen se asocian a resultados educacionales (^{Duncan, & Brooks-Gunn, 1997}; ^{Gamorn, 2001}; ^{Breen, & Jonsson, 2005}). ^{Erikson y Jonsson (1996)} argumentan que la familia de origen posee un papel crucial en el desempeño escolar y en las aspiraciones educacionales de sus herederos (^{Breen, & Jonsson, 2005}). De acuerdo con la teoría de la modernización, se espera la disminución general del efecto del origen social en el destino de las personas (^{Breen, & Jonsson, 2005}). Sin embargo, el patrón predominante encontrado por estos autores fue de estabilidad en los efectos de origen sobre las transiciones educacionales de los individuos (^{Breen, & Jonsson, 2005}). La mayoría de los estudios de movilidad de clase encontró efectos de origen significativos (^{Ishida et al., 1995}; ^{Breen, & Jonsson, 2005}).

Una cuestión que permea toda tradición de las investigaciones sobre estratificación social es saber ¿qué causa variación en la fluidez social?⁴ En este sentido, ^{Erikson y Goldthorpe (1992)} afirmaron que las sociedades más iguales son más fluidas, mientras que ^{Breen y Luijkx (2004)}) no encontraron ningún apoyo para esta hipótesis (^{Breen, & Jonsson, 2005}). Varios análisis han apuntado hacia la importancia del sistema educacional como fuerza motriz de la fluidez social (^{Breen, & Jonsson, 2005}). La tradición de investigación sobre obtención de estatus descubrió que en la mayoría de los países, la educación posee un efecto mediador en gran parte por la asociación entre origen y destino (^{Treiman, & Yip, 1989}; ^{Breen, & Jonsson 2005}). ^{Breen y Luijkx (2004)} argumentan que el camino de los orígenes a los destinos vía la educación escolar representa una parte creciente de la asociación entre origen y destino en varios países europeos (^{Breen, & Jonsson, 2005}). Sin embargo, la importancia de este camino difiere en los diferentes lugares (^{Breen, & Jonsson, 2005}).

Se percibe la tendencia a la disminución de la asociación entre origen social y nivel de instrucción, conforme se apuntó en una serie de estudios, aunque hay excepciones (^{Breen, & Jonsson, 2005}). ^{Hout et al. (1993)} encontraron reproducción en la asociación intergeneracional para los Estados Unidos (^{Breen, & Jonsson, 2005}). ^{Gerber y Hout (1995)} encontraron un patrón ambivalente para la antigua Unión Soviética, con una asociación origen - educación en declive en la enseñanza secundaria, pero que se fortalece en el acceso a la universidad (^{Breen, & Jonsson, 2005}).

Origen social, clase ocupacional y género

Es importante subrayar que la mayor parte de estos estudios no considera la participación de la mujer en el mercado, lo que representó un vacío en la literatura sobre clase social y género, aunque esto se haya visto modificado al final de la década de 1990 (^{Torche, 2015b}). La incorporación de la mujer al análisis de movilidad social destaca la cuestión de la unidad de análisis relevante para el estudio de los procesos de estratificación y si esta división es mejor entendida como un proceso relacionado con la familia o con la casa o se trata de un proceso del propio individuo (^{Torche, 2015b}). Hasta el momento, existen diferentes aproximaciones a esta cuestión. Algunos argumentan a favor de un abordaje de la dominancia, que mide la posición socioeconómica de las familias a partir de la ocupación del compañero en la posición de mayor estatus social, generalmente el hombre (^{Torche, 2015b}).

Alternativamente, los estudiosos propusieron un abordaje individual para las mujeres, en el cual se considera su propia posición ocupacional, el abordaje “mixto” (^{Stanworth, 1984}; ^{Torche, 2015a}). Según Goldthorpe, la discusión de este problema se volvió común al principio de la década de los años ochenta entre los científicos sociales. Pero subrayó respecto a los análisis que buscaron romper con la antigua teoría de las clases sociales, la cual omitía información sobre las mujeres, que no se trataron de manera adecuada desde el punto de vista teórico o empírico (^{Goldthorpe, 1983}). Según este autor, en los últimos años apareció una serie de artículos, cuyo objetivo fue demostrar una negligencia injustificable de las mujeres en la teoría e investigación de la estratificación social (^{Goldthorpe, 1983}). En Brasil, a partir de un abordaje de la dominancia, ^{Santos (2021)} encontró una mayor correlación intergeneracional para los hombres. Por otro lado, Scalon mostró que no existen diferencias relevantes de género en términos de fluidez social (1999).

Retorno al capital humano

El capital humano se entiende como la educación escolar, la experiencia adquirida en el mercado de trabajo y salud (^{Schultz, 1961}); Cada año adicional de escolaridad aumenta, proporcionalmente, la productividad y el beneficio salarial (Schultz, 1961; ^{Freitas, 2013}). En este sentido, ^{DiPrete y Buchmann (2006)} mostraron que las mujeres blancas obtienen mayores retornos a la enseñanza superior en comparación con los hombres blancos en los Estados Unidos. Este fenómeno ocurrió durante un periodo en el cual el retorno a la escolaridad de las mujeres creció más que el retorno al capital humano de los hombres en ese país ^{(DiPrete, & Buchmann, 2006}).

La mayor parte de las investigaciones se concentró en evaluar el impacto de los recursos e inversiones de los padres sobre la tendencia favorable de las mujeres en la enseñanza superior (^{DiPrete, & Buchmann, 2006}). En otro estudio, ^{Buchmann y DiPrete (2005)} descubrieron que en las primeras décadas después de la Gran Depresión, una forma de “igualitarismo educacional” disminuyó la brecha educacional de género, por lo menos para la población blanca (^{DiPrete, & Buchmann, 2006}). En ese periodo, las niñas eran capaces de alcanzar la paridad con los niños tan sólo en las familias en las cuales ambos padres poseían educación universitaria (^{DiPrete, & Buchmann, 2006}). En contraste, los padres con menores niveles de escolarización favorecían a los hijos en detrimento de las hijas (^{DiPrete, & Buchmann, 2006}). Por otro lado, a partir de los datos referentes a Brasil, ^{Freitas (2015)} mostró que las mujeres obtienen recompensas salariales menores para cada año adicional de educación escolar, en comparación con los hombres.

Inversión parental y género

Es en la sociobiología y en la economía donde encontramos los principales ejemplos de análisis que evalúan las diferencias intrafamiliares, cuando estos investigadores muestran las diferencias de inversiones en los hijos (^{Trivers, 1972}; ^{Keller et al., 2001}; ^{Gibson, & Mace, 2003}; (^{Hedges et al., 2016}; ^{Freitas, 2018}). Excepciones, para el caso, son los estudios de ^{Torche y Spilerman (2009)} y ^{Torche (2015a)} que evalúan la influencia intergeneracional de la riqueza y del bienestar, a partir de un indicador socioeconómico desarrollado por ^{Filmer y Pritchett (1999)} y ^{Filmer y Pritchett (2001)}. La inversión parental puede simultáneamente mejorar el éxito reproductivo de la prole, como el éxito económico y el estatus social (^{Hedges et al., 2016}; ^{Freitas, 2018}). Si los padres invierten más en la educación de sus hijos hombres, se espera que la reproducción intergeneracional sea más fuerte para los hombres (^{Torche, 2015b}).

Trivers definió la inversión parental como toda inversión realizada por la familia de origen en su prole, y que puede llegar a aumentar la oportunidad de supervivencia de los herederos y, también, el éxito reproductivo (^{Trivers, 1972}; ^{Freitas, 2018}). Recientemente, la hipótesis de ^{Trivers (1972)} se aplicó a la inversión educacional en las poblaciones occidentales (^{Hopcroft, & Martin, 2014}; (^{Hedges et al., 2016}; ^{Freitas, 2018}). Esta hipótesis propone que las familias tienden a invertir en el sexo con la mayor propensión al éxito reproductivo, bajo el supuesto de que el éxito reproductivo se debe a la inversión parental (^{Hedges et al., 2016}; ^{Freitas, 2018}).

Existe alguna evidencia acerca de los efectos anticipados en Trivers y Willard sobre la tendencia de la proporción sexual en el nacimiento de seres humanos (^{Gibson, & Mace, 2003}; ^{Hedges et al., 2016}; ^{Freitas, 2018}). No obstante, si la inversión posnatal prevé o no un patrón Trivers-Willard es un punto sin consenso en la literatura (^{Keller et al., 2001}; ^{Torche, 2015a}; ^{Torche, 2015b}; ^{Hedges et al., 2016}; ^{Freitas, 2018}). Estudios anteriores mostraron una persistencia socioeconómica más fuerte para los hombres, lo que se traduce en ventajas para los hombres ricos y desventajas para las mujeres ricas y para los hombres pobres, aunque esto no represente ventajas para las mujeres pobres (^{Freitas, 2018}).

La desigualdad económica y social de género se construye a lo largo del ciclo de vida. En caso de que las familias opten por invertir más en la educación de los hijos, que en la de las hijas, esto resulta en una mayor persistencia intergeneracional para los hombres (^{Torche, 2015a}). Las diferencias de género en el retorno económico a la escolaridad también resultan en una mayor inmovilidad para las mujeres, debido al retorno diferencial del capital humano (^{Torche, 2015a}). La división social de género también se construye en el ámbito familiar, los valores y creencias culturales influyen en la transferencia directa de recursos entre padres e hijos.

Los resultados de ^{Torche (2015a)} mostraron que existe una persistencia intergeneracional más significativa para los hombres en México. Según ^{Torche (2015a)}, a partir de datos de México, el patrón de inmovilidad entre los hombres no se ve impulsado por una asociación más significativa entre la ventaja socioeconómica de los padres y el desempeño educacional de los hijos (^{Torche, 2015a}). O por mayores retornos económicos para la escolaridad de los hombres en relación con las mujeres (^{Torche, 2015a}). La diferencia de género se impulsa enteramente por la transmisión directa de la ventaja entre generaciones, que privilegia a los hombres (^{Torche, 2015a}). Sin embargo, ^{Torche (2015a)} no evalúa el patrón de homogamia marital.

Homogamia educacional y de origen social

Los teóricos de la modernización resaltan que la demanda por una fuerza de trabajo flexible en las sociedades altamente industrializadas, pro­duce cambios en los criterios de realización de estatus, volviéndolos más universalistas en todas las dimensiones de la vida social (^{Treiman, 1970}; ^{Blossfeld, 2009}). Un resultado de esto es que los individuos buscan, en la modernidad, alcanzar el nivel más elevado de escolaridad e ingreso posible, del mismo modo que buscan un cónyuge con las mejores posiciones educacionales y económicas (^{Blossfeld, 2009}). Si la educación se vuelve en las sociedades modernas un factor de predicción cada vez más significativo para el estatus socioeconómico futuro, las decisiones matrimoniales también comienzan a orientarse más por el nivel educacional y menos por el origen social (^{Blossfeld, 2009}).

La familia de origen social también influye en el matrimonio asortativo positivo (homogamia). El origen social se refiere a un conglomerado de origen económico y social acentuadamente correlacionado, las características de los padres, como riqueza, ingreso familiar, prestigio, empleo, educación, cultura y otros factores son fundamentales aquí (^{Grusky, 2008}; ^{Blossfeld, 2009}). Esta correlación es importante porque funciona como un límite entre los distintos grupos sociales, lo que lleva a la homogamia marital (^{Bourdieu, 1984}; ^{Blossfeld, 2009}).

En Intergenerational mobility and gender in México (2015a), Torche ofrece un marco teórico analítico robusto, aunque no evalúe de qué manera la transmisión social de la herencia refleja dos respuestas ambivalentes a una misma correlación. La respuesta explorada por ^{Torche (2015a)}, evidencia que los padres son más propensos a facilitar el acceso a recursos económicos a sus hijos hombres. Como resultado, existe mayor correlación intergeneracional entre hombres en unión marital y sus padres, en contrapartida de las mujeres en la misma condición marital. ^{Torche (2015a)}, sin embargo, ignora la otra cara del hecho de que existe en México el casamiento interclase y que responde por la mayoría de las relaciones conyugales en el país. Un aspecto interesante es la existencia de un patrón male superior norm, en el cual las mujeres se unen, en promedio, con compañeros de origen social más elevado que la de ellas, lo que revela, por otro lado, una vía de apertura social, por conducto del casamiento.

Bienestar y estratificación social

Los estudios clásicos de movilidad social no evalúan, en general, la suma de las contribuciones económicas de los cónyuges. La mayoría de estas investigaciones no evalúa a las mujeres (^{Torche, 2015a}). Las razones para la exclusión son al mismo tiempo sustantivas y prácticas (^{Torche, 2015a}). En primer lugar, las medidas más comunes de movilidad se basan en las características del mercado de trabajo, tales como clase ocupacional y clase de ingreso (^{Torche, 2015b}). Parte sustancial de las mujeres que no están en el mercado de trabajo acaban, de este modo, por ser excluidas de los análisis (^{Torche, 2015b}). Tal restricción probablemente resulta en problemas de selectividad debido a esa omisión.

No es posible saber, por ejemplo, si las que están comprometidas en la fuerza de trabajo son diferentes de aquellas que no lo están (^{Torche, 2015b}). En segundo lugar, muchas investigaciones simplemente no incluyen información sobre mujeres (^{Torche, 2015b}). Frente a pequeños tamaños de muestras, los investigadores que reúnen datos sobre movilidad optan por concentrarse en los hombres, para evitar el riesgo de tener que reunir pocos hombres y pocas mujeres (^{Torche, 2015b}). Estos análisis produjeron un importante vacío en la literatura sobre la movilidad social, no sólo porque las mujeres son más de la mitad de la población, sino también por el hecho de que la exclusión del análisis de la movilidad impide la comprensión de cómo las dinámicas familiares afectan la movilidad, en la medida en que esas dinámicas son específicas por género (^{Torsche, 2015b}).

Un foco de medio alcance, por otro lado, establece la relación entre individuo y familia, porque las estructuras sociales antes de ser clases sociales son estructuras de parentesco. Existe una relación en términos hereditarios y ambientales entre familiares, lo que ocurre porque los familiares pasan por experiencias sociales parecidas y dividen, en general, una herencia genética y, sobre todo, social. El número de investigaciones que utilizan índices de bienestar material para evaluar la posición socioeconómica se expandió en los últimos años (^{McKenzie, 2005}; ^{Sahn, & Stifel, 2003}; ^{Torche, 2015}; ^{Freitas, 2021}; ^{Freitas, 2022b}).

A partir de la década del 2000, se volvieron comunes las investigaciones que evalúan los puentes que llevan a los recursos, más que los propios recursos. Se desarrollaron indicadores como el Índice de bienestar, propuesto por ^{Torche (2015)}, Índice de riqueza, de ^{Filmer y Pritchett (2001)}, entre otros. Los investigadores alrededor del mundo mostraron cómo el acceso a los servicios públicos y la posesión de bienes domésticos se relacionan con el bienestar (^{Deaton, & Zaidi, 1999}; ^{Filmer, & Pritchett, 1999}; ^{Spilerman, 2000}; ^{Sahn, & Stifel, 2003}; ^{Spilerman, & Torche, 2004}; ^{Rutstein, & Johnson, 2004}; ^{McKenzie, 2005}; ^{Torche, & Spilerman, 2009}; ^{Howe et al., 2008}; ^{Kolenikov, & Angeles, 2009}; ^{Townend et al., 2015}; ^{Smits, & Steendijk, 2015}). En América Latina tenemos igualmente a varios estudiosos (^{Ribeiro, 2011}; ^{Torche, 2015a}; ^{Caetano, & Dias, 2018}; ^{Freitas, 2018}; ^{Freitas, 2021}; ^{Freitas, 2022a}).

Metodología

Existen diferentes indicadores para medir el nivel de recursos sociales y diferentes maneras de medir el grado de fluidez de las sociedades. La movilidad social se entiende como la fuerza de la asociación socioeconómica existente entre los recursos socioeconómicos de los padres y la posición socioeconómica de sus hijos en la fase adulta (^{Torche, 2015a}). En términos de indicadores podemos utilizar la clase ocupacional (^{Treiman, & Yip, 1989}; ^{Breen, & Jonsson, 2005}; ^{Ishida et al., 1995}; B^{reen, & Jonsson, 2005}; ^{Breen, & Luijkx, 2004}), la clase de rendimientos (^{Freitas, 2013}; ^{Freitas, 2015}) o incluso el acceso al bienestar (^{Spilerman, 2000}; (^{Spilerman, & Torche, 2004}; ^{Torche, 2015a}). Varios investigadores, alrededor del mundo mostraron que la posesión de bienes domésticos y el acceso a servicios públicos se relacionan con el bienestar económico (^{Deaton, 1999}; (^{Spilerman, 2000}; ^{Filmer, & Pritchett, 2001}; ^{Sahn, & Stifel, 2003}; (^{Howe et al., 2008}; ^{Townend et al., 2015}; ^{Freitas, 2022b}). Estos investigadores estaban en busca de formas más parsimoniosas de recolección y análisis de datos socioeconómicos. Los indicadores de recursos sociales o de bienestar no necesitan de correcciones monetarias, como otros indicadores relacionados con el consumo y el ingreso (^{Freitas, 2018}; ^{Freitas, 2022b}). De acuerdo con ^{Smits y Steendijk (2015)}, el éxito de esos indicadores es atribuible a su facilidad de ajuste de cálculo y llamado intuitivo, además de ser un indicador más fácil de construir que los indicadores clásicos de clase ocupacional e ingreso.

Esta investigación es cuantitativa y se basa en datos secundarios. Comparamos las asociaciones intergeneracionales a partir de indicadores de clase social e indicadores de recursos sociales, o de bienestar. La correlación intergeneracional se mide tanto por el indicador de recursos sociales/bienestar como por el International Socio-Economic Index (ISEI), utilizado por ^{Santos (2021)}, y desarrollado originalmente por Ganzeboom y Treiman (1996). A partir de la constatación empírica de la significancia del indicador de recursos sociales, utilizamos otros procedimientos con esos indicadores, para más información véase ^{Freitas (2022b)}. Las técnicas utilizadas para el análisis de los datos incluyen regresiones lineales y cuantílicas. Se utilizan los análisis de caminos y trayectorias (path analysis) para evaluación de tres relaciones con cuatro ángulos interdependientes: 1) relación origen-destino, mediada por la educación escolar; 2) retorno socioeconómico a la educación escolar; 3) origen-destino de estrato social, en esta relación tenemos la vía directa de transmisión de la herencia social y el patrón de endogamia.

Primero, comparamos la asociación intergeneracional a partir de diferentes indicadores socioeconómicos por clase ocupacional y recursos sociales. La intención en esta etapa es comparar empíricamente los resultados a la luz de un abordaje individualista y de un abordaje que evalúe cómo las lógicas sociales familiares o de parentesco organizan el consumo y el acceso a bienes y servicios. Aquí se utilizaron modelos de regresiones lineales multivariados. A continuación, se evalúa la correlación intergeneracional a partir de regresiones por cuantiles. El objetivo en este momento es captar la variación de la asociación entre generaciones en los diferentes estratos socioeconómicos. Después se evalúa la interacción entre origen y destino mediada por la escolarización.

Técnicamente, es un estudio de movilidad social en el cual se evalúan dos generaciones, de los padres, de los jefes y cónyuges (origen social) y de los mismos jefes y cónyuges (destino social). En el origen social no existe la separación analítica de género, porque estamos en busca del peso del hogar y partimos del supuesto de que las personas comparten y cooperan mediante recursos. Es en la generación de los jefes y cónyuges donde se establece la división de género para comparar el retorno al capital humano, la inversión familiar y la endogamia marital.

La información utilizada es de la “Encuesta Dimensiones Sociales de la Desigualdad” (Pesquisa Dimensões Sociais da Desigualdade, PDSD, por sus siglas en portugués), del año 2008. La información se obtuvo a partir de una encuesta por muestreo probabilístico, coordinada por Nelson Valle Silva, realizada por el IBOPE en 2008. El banco de datos utilizado cuenta con 12 mil casos totales en la generación de los padres de los jefes y con 8 mil en la generación de los jefes. Después del control etario quedó una muestra de 5 mil casos representativos de Brasil. La muestra se restringió a los jefes de familia y a sus cónyuges y o compañeros, para evitar que el índice construido no denote el nivel de bienestar de la unidad presupuestal familiar. Las regresiones se construyen del siguiente modo: índice de recursos sociales de destino (variable dependiente), estatus ocupacional (variable dependiente, en los modelos con variables ocupacionales), SES de los padres, que equivale al índice de recursos sociales de los padres (variable independiente) y otras variables de control como estado marital, sexo y control etario de los 30 a los 50 años de edad. La utilización de esta franja etaria específica se propone controlar la influencia del curso de vida en los resultados sociales y económicos (^{Torche, 2015a}). La sigla SES es una sigla en inglés referente al estatus socioeconómico.

Resultados

La forma en que los datos se agruparon en la regresión lineal permite mostrar una intercepción e inclinación diferentes para cada predictor, cabe destacar que esta formulación es equivalente a ejecutar dos regresiones separadas por “género”, como afirmó ^{Torche (2015a)}. La diferencia de género en las intercepciones es dada por el parámetro estimado para la variable binaria “género” cuyo valor es uno. Este tipo de análisis es semejante a realizar dos regresiones, una para las mujeres y otra para los hombres. Esta operación es la que permite tomar los valores de los maridos y de sus esposas y no del agregado familiar en este momento. La diferencia en la persistencia es reconocida por la interacción entre la variable interactiva (hombre) multiplicada por el SES de los padres (índice de recursos y estatus ocupacional)⁵ por la medida continua de la posición socioeconómica del domicilio (SES de los padres, modelo I, y estatus ocupacional de los padres, modelos II y III).

La tabla 1 ofrece un análisis de la asociación socioeconómica intergeneracional al utilizar el índice de recursos sociales, modelo I. Los otros modelos II y III se valen del estatus ocupacional y verifican el comportamiento de la desigualdad. La persistencia intergeneracional o la reproducción es 0.429 para las mujeres brasileñas y 0.531 (0.429 + 0.102) para hombres brasileños -la diferencia es significativa al intervalo p<0.000. De acuerdo con esta constatación existe una diferencia en torno al 10% entre hombres y mujeres, en lo relativo a la persistencia intergeneracional de la movilidad. Por tal motivo se investigarán los caminos directos e indirectos que contribuyen al acceso privilegiado de los recursos sociales, en palabras de Spilerman y Torche, que llevan al bienestar social. Se investigan los efectos conjuntos y separados de la educación escolar y de la edad⁶ en el estatus socioeconómico de la familia, con base en el índice de recursos sociales, basado en el índice de bienestar de Torche (Economic well-being index).

El coeficiente de correlación es una medida alternativa de la persistencia intergeneracional que ajusta el coeficiente de regresión por la dispersión del estatus socioeconómico en ambas generaciones, volviendo la medida una asociación sin unidad (unit-less). La correlación parcial permite ver la correlación unitaria de cada variable, sin considerar el efecto de las covariables del modelo. La correlación parcial intergeneracional que ajusta a la edad es 0.430 para las mujeres y 0.475 para los hombres (diferencia significativa en el p <0.001). El análisis de la movilidad que usa el estatus ocupacional como una medida alternativa del SES produce resultados diferentes: la asociación intergeneracional es más fuerte para las mujeres que para los hombres. La edad y la edad al cuadrado se incluyeron con el fin de controlar el efecto del ciclo de vida.

La regresión cuantílica (RQ) examina de manera pormenorizada la diferencia en el patrón de movilidad social de género de la asociación intergeneracional en varios percentiles condicionales de SES de los jefes/hijos, lo que incluye el 5º, 25º, 50º, 75º y 95º percentil de la condición; la tabla II ofrece estimaciones de parámetros y errores patrón (^{Torsche, 2015a}). Conforme indica Jäntti et al. (2006), es posible que dos grupos tengan persistencia media similar (medida por la asociación lineal), y que un grupo tenga mayor propensión a la movilidad con base en esta media. El grupo con mayor variabilidad en torno a la media puede observarse como que tiene mayor movilidad (^{Torsche, 2015}). Aunque sea un constructo biológico, la hipótesis Trivers-Willard propone que en determinados contextos los padres podrían favorecer a los hijos en detrimento de las hijas (^{Hedges et al., 2016}). Por eso se estimaron modelos de regresión por cuantiles para estimar que los valores distantes de la media sean los más bajos o los más altos, cada cuantil representa un estrato social, donde el 5º es el más bajo y el 95º el más alto, el valor 50º es la mediana, la media se estima a partir de la regresión lineal (OLS) de la tabla 2. Se estimaron modelos de regresión cuantílica que condicionan la edad y su cuadrado, como términos interactivos, como en la regresión anterior (tabla I). Probamos las siguientes hipótesis en la tabla 2: hipótesis I, los padres ricos favorecen a los hijos, mientras que los padres de las familias de clase media favorecen a las hijas, hipótesis II, ^{Trivers (1972)}.

El análisis de regresión cuantílica muestra algunas diferencias en los patrones de movilidad género (^{Torche, 2015a}). A partir de este método de análisis será posible ver si la hipótesis de ^{Trivers (1972)} puede sustentarse con base en el grado de reproducción social entre los brasileños. Entre los hombres, existe variación en los siguientes niveles, las familias en los estratos 05º y 25º (estrato bajo) poseen una asociación intergeneracional de 27% y 23%, respectivamente, las diferencias de género quedan entre 8% y 9%, con ventajas para los hombres; las ecuaciones son, por lo tanto (0.268 + 0.075) = 0.343 o 34%, que es la persistencia intergeneracional para los hombres de estos estratos, el valor para las mujeres es 0.268 o 27%, diferencia de 7%.

Las mujeres brasileñas provenientes de las clases sociales desfavorecidas experimentan una reproducción intergeneracional menor que las mujeres de las clases medias y una persistencia mayor que las mujeres de las clases favorecidas. La mayor persistencia se ubica en el estrato mediano 50º (mediana) y en el 75º. Entre los hombres existe variación en los siguientes niveles, las familias en los estratos 50º y 75º (estrato mediano y medio alto) poseen asociaciones intergeneracionales de 40% y 60%, respectivamente, las diferencias de género quedan entre 17% y 14%, con ventajas para los hombres; las ecuaciones son (0.404 + 0.166) = 0.57 o 57%, que es la persistencia intergeneracional para los hombres de estos estratos, el valor para las mujeres es 0.404 o 40%, con una diferencia de 17%. En el estrato más elevado de la muestra existe variación en el siguiente grado, las familias en el estrato 95º (estrato alto) poseen una asociación intergeneracional de 54%, la diferencia de género quedó entre -1, lo que demuestra que en este estrato no existen diferencias entre hombres y mujeres; las ecuaciones son (0.544 - 0.014) = 0.53 o 53%, que es la persistencia intergeneracional para los hombres de esos estratos, el valor para las mujeres es 0.544%, la diferencias es de 1%.

Grosso modo, las diferencias sexuales de movilidad social se repiten en Brasil, sin embargo, con un comportamiento diferente previsto por la hipótesis Trivers-Willard. La diferencia mayor está en los estratos medios, se observa en los estratos bajos y no existe en los estratos altos (por arriba de los 90º). Es posible decir que, en promedio y en términos medianos, los hombres experimentan mayor persistencia intergeneracional en comparación con las mujeres, como lo anticipó ^{Torche (2015a)}; asimismo, no es posible decir que existan diferencias de género en esta cuestión en los estratos más altos. Estos patrones sugieren la existencia de dinámicas familiares especificas con base en la estratificación de género y que estos patrones varían en las diferentes clases sociales (^{Torche, 2015a}). Por ejemplo, la barrera a la movilidad ascendente en las clases más elevadas es más débil para las mujeres brasileñas, lo cual significa que los padres de clase alta no son propensos a invertir en educación o a dar apoyo financiero a sus hijos en detrimento de sus hijas, mientras que los padres de clase media y baja hacen lo opuesto, contrariando la hipótesis de ^{Trivers (1972)}.

Las hipótesis evaluadas se cotejaron a partir del referencial bibliográfico y se desdoblaron en tres relaciones: Hipótesis I: Existe asociación entre educación y destino; Hipótesis II, los retornos de la educación en términos de recursos sociales difieren entre los géneros. Aunque estos estudios no traten de recursos sociales, son exclusivos a los retornos del capital humano. La Hipótesis IIImuestra la relación directa entre origen y destino, sin controlarse por la educación. Como se adelantó en la hipótesis III, las diferencias de género emergen en este tipo de asociación, como (^{Torche, 2015a}) previó. El hecho de que la persistencia intergeneracional sea más acentuada para los hombres brasileños comparativamente con las mujeres puede explicarse, de manera simultánea, por la asociación del origen social a la educación escolar y a la relación directa entre recursos sociales en el origen y en el destino (camino C). El coeficiente de regresión que captura la asociación intergeneracional que pasa por la educación es de 0.242 para los hombres y de 0.227 para las mujeres, una diferencia significativa al nivel p <0.001, las correlaciones parciales son de 0.582 y 0.478, respectivamente.

La reproducción intergeneracional más significativa para hombres puede deberse a la existencia de una influencia más fuerte de los recursos de los padres sobre el éxito educacional de los hijos, como se vio en la hipótesis I (ver ^{Torche, 2015a}), o se puede deber al retorno socioeconómico diferenciado a la escolaridad (hipótesis II), o a una fuerte asociación intergeneracional directa de los recursos sociales (hipótesis III). La evidencia empírica revisada sugiere que la hipótesis I es improbable, porque las mujeres actualmente estudian más que los hombres. Las tablas a continuación (3A, 3B y 3C) prueban cada una de estas hipótesis. En primer lugar se prueba la asociación entre la situación socioeconómica de los padres y el nivel educacional de sus hijos cuando son adultos (tabla 3A). En promedio, una unidad de cambio en el SES de los padres se asocia a 1.128 años adicionales de escolaridad para los hombres y 1.077 años entre las mujeres. Los coeficientes de correlación parcial son 0.546 y 0.518 para los hombres y mujeres, respectivamente -esta diferencia es significativa a nivel p <0.001. Como se sugiere por evidencias anteriores para Brasil, la asociación entre los recursos de los padres y la realización educacional es prácticamente idéntica para hijos e hijas. Este resultado refuta la hipótesis I. Así, aunque exista una reproducción intergeneracional más acentuada entre los hombres brasileños, esto no se debe a una mayor proximidad entre los recursos familiares y la educación de los hijos, en comparación con las hijas, pues existen otros mecanismos que gobiernan tales correlaciones, observados a continuación en las tablas 3B y 3C.

Los modelos I y II de la tabla 3B indican que los retornos socioeconómicos de la educación a nivel familiar son diferentes para hombres y mujeres. Entre los hombres, el incremento de un año de escolaridad resulta en un aumento de 0.32 unidades o 32% en sus recursos socioeconómicos, mientras que el aumento es de 0.24 para las mujeres (las correlaciones parciales son de 0.441 y 0.328, respectivamente), lo que evidencia una diferencia acentuada en el resultado o retorno de la educación, lo que puede acaso ser consecuencia de la segmentación ocupacional en Brasil, en el sentido de que las mujeres tienden a escoger profesiones con menores recompensas monetarias.

Cabe subrayar que las mujeres con educación elevada tienden a casarse con hombres que también poseen educación elevada, lo que tendrá como resultado que la escolaridad de las mujeres sea elevada independientemente de participar en el mercado de trabajo, debido a la tendencia a la homogamia educacional (^{Torsche, 2015a}). Para probar esta hipótesis, la muestra fue estratificada en: mano de obra femenina que participa en el mercado y por la parte de este contingente que no se encuentra en la fuerza de trabajo (modelo III en la tabla 3B). Los resultados indican que los retornos a la escolaridad son menos entre las mujeres que no trabajan, las estimaciones de los parámetros son de 0.251 para las mujeres en la fuerza de trabajo y 0.173 para las mujeres no empleadas en el momento de la entrevista, en un intervalo de confianza de [P>0.001], lo que indica la importancia de la contribución de la mujer en los hogares brasileños.

Por otro lado, los retornos económicos, aunque menores, son significativos para la escolaridad de las mujeres que no trabajaban, lo que se puede deber a dos factores: a la homogamia educacional y a la dependencia tardía de los padres, si consideramos que evaluamos individuos de los 30 a los 50 años de edad. Cualquiera que sea la dinámica que conduzca a los retornos económicos a la educación, la respuesta para la hipótesis II es clara: los retornos a la escolaridad no son idénticos entre los géneros, de modo que pueden ser parte de la razón de la persistencia intergeneracional más fuerte entre hombres en comparación con las mujeres. Si la persistencia entre las generaciones es más fuerte entre los hombres brasileños, ésta no se explica por la asociación origen social/educación (hipótesis I), se explica en parte por la hipótesis II, por existir una brecha en el retorno a la educación (educación/destino). Más adelante se prueba la hipótesis III (tabla 3C).

El próximo paso es evaluar la relación directa entre origen y destino de recursos sociales a partir del género (hipótesis III). Con base en esta prueba de la hipótesis III se observa que no existen diferencias significativas de género en ese camino (tabla 3C). El coeficiente de regresión que captura la asociación intergeneracional directa es de 0.242 para los hombres y 0.227 para las mujeres, una diferencia significativa a nivel [p <0.001], las correlaciones parciales son 0.222 y 0.221, respectivamente. El mismo patrón emerge si una medida más amplia de educación considera simultáneamente medidas categóricas de educación y años de la escolaridad concluida (variable continua): modelo III en la tabla 3C. De acuerdo con los resultados, podemos refutar la hipótesis III de que hay una mayor correlación entre recursos sociales en el origen y ser de sexo masculino. Los resultados mostraron que no existen diferencias sustantivas en este sentido.

Conclusiones y discusión

Para las personas que no descienden de una familia adinerada, existen dos vías principales de movilidad social, por la unión marital y por la educación escolar. Si el retorno a la educación escolar es menor para las mujeres, significa que éstas se hallan, en promedio, en desventaja en relación con los hombres en esta cuestión. Y, si el patrón de casamiento en un determinado lugar muestra endogamia por clase y estrato social, como en términos educacionales, esto significa que, en promedio, esa vía de movilidad está cerrada. Como no tomamos hombres y mujeres de modo aleatorio, sino viviendo en cohabitación, nuestros resultados permiten ver que la movilidad social que existe en Brasil es resultado de varios mecanismos distintos e interdependientes. La endogamia de clase de origen ocurre para regular el acceso a estratos superiores. Así como la male superior norm cumple la misma función de protección a la jerarquía social. En el caso brasileño, existe endogamia social en la elección, esto porque se observó que los recursos sociales, económicos y culturales de origen de los cónyuges son próximos o hasta semejantes. Pero, aunque Brasil no muestre un patrón male superior norm en el momento de la decisión marital, este mecanismo histórico, proveniente de los tipos puros y mixtos de parentesco agnático, puede observarse en las relaciones que se establecen en el espacio productivo, cuando la mujer pasa a competir con el hombre en los diferentes mercados y refieren menores retornos a la inversión escolar, incluso con mayor escolaridad.

El pasaje de una organización social estamental a una organización de clase social no disminuyó el poder de la familia para influir en el destino social del individuo. La familia orienta no sólo la visión del mundo, sino también la condición material de las personas. La desigualdad social se desarrolla a lo largo del ciclo de vida del individuo; comienza en la familia, pasa por la institución escolar, aumenta en el mercado matrimonial y, principalmente, cuando está de regreso al bienestar. La convergencia de tres factores contribuye a que este fenómeno ocurra; a) una sutil prioridad de inversión económica por parte de las familias en los hijos hombres; b) el retorno menos significativo al capital humano de la mujer; c) la endogamia marital mediada por el origen social. A pesar de que se trata de una convergencia de factores, la desigualdad social de género es más intensa en la fase marital de la mujer, en el momento de retornar la inversión en educación escolar. Se observó que la mujer brasileña pobre es triplemente penalizada en este contexto, porque además de obtener el mejor retorno al capital humano entre todos los grupos sociales, y por su carencia originaria de recursos, su posibilidad de movilidad vía unión marital se ve disminuida por el patrón de endogamia por clase social existente en Brasil.