Introducción

El artículo se enmarca en el campo sociológico de la estratificación y la movilidad social y contrasta la hipótesis cada vez más frecuente en este campo de que varones y mujeres no solo tienen volúmenes desiguales de movilidad social intergeneracional, sino también patrones diferenciales de asociación entre sus clases de origen y sus clases de destino. Esto implica que la variación en las transiciones de clase entre varones y mujeres no se debe únicamente a un proceso de segregación ocupacional entre géneros, sino a relaciones de mayor o menor afinidad entre las clases que marcan posibilidades distintas de enclasamiento en función de la suerte de origen.

El texto se afilia, por lo tanto, al esfuerzo -cada vez más ineludible en los estudios de movilidad social- que supone considerar siempre el género en sus análisis, a partir del supuesto de que los procesos de reproducción de la desigualdad tienen fuentes múltiples e interrelacionadas, y que el género y la clase son dos protagónicas (^{Crompton, 2003}; ^{Federici, 2015}). Se sigue así una tradición crítica en los estudios clásicos de estratificación (^{Ganzeboom, Treiman, & Ultee, 1991}) que, desde finales del siglo XX, ha pretendido visibilizar la importancia del género¹ en la construcción de modelos analíticos de movilidad social. Se pueden citar en esa vertiente crítica los trabajos de ^{Acker (1973)}, ^{Delphy (1981)}, ^{Stanworth (1984)}, ^{Abbott y Payne (1990)}, ^{Baxter (1991)}, ^{Sorensen (1994)} y ^{Salido Cortés (1996)}, entre otros.

Estas autoras, que criticaron con dureza y sistematicidad el énfasis exclusivamente masculino de los estudios de movilidad social de la segunda mitad del siglo XX, destacaron una y otra vez en sus conclusiones que dejar fuera a las mujeres no solo implicaba una interpretación parcial de la realidad social, sino una errónea, porque excluía también la articulación entre los procesos que sostienen la desigualdad de género y los que sostienen la desigualdad de clase (ampliamente solapados) para la reproducción de las ventajas y las desventajas sociales.²

Este tipo de contrastación generizada de movilidad intergeneracional de clase adquiere especial importancia en los países occidentales que transitaron -o intentaron- los caminos de la industrialización durante el siglo XX y que, desde la segunda mitad de ese siglo, experimentaron procesos simultáneos de expansión educativa y de inserción masiva de las mujeres en el trabajo remunerado. Es el caso de Uruguay, país de estudio en esta ocasión, donde las mujeres pasaron de constituir un cuarto de la población económicamente activa hacia 1960, a poco menos de la mitad en el nuevo milenio. Al ser la ocupación la marca más visible del proceso de enclasamiento, vale preguntarse entonces si las mujeres, como titulares de su propia posición de clase, experimentan cambios intergeneracionales de clase diferentes a los de los varones.

Este artículo³ ofrece elementos para responder a esa pregunta desde el caso uruguayo, a partir de un enfoque clásico de transiciones de clase individuales agregadas para el estudio de la movilidad social, centrado en el análisis de tablas que cruzan los orígenes sociales con los destinos sociales, y que se revisan en términos absolutos (a través de sus variadas porcentualizaciones), pero principalmente en términos relativos, a través de modelos loglineales jerárquicos y topológicos, con el fin de ofrecer un mapa plausible y comparable de asociación entre origen y destino para varones y mujeres.

A continuación se desglosa el tema en cuatro apartados: antecedentes, que identifica las investigaciones previas que han observado diferencialmente la movilidad social de clase de varones y mujeres en Uruguay, y comparativamente en la región, así como algunos esfuerzos internacionales relevantes; metodología, que recorre las etapas técnicas seguidas para la construcción de las pruebas; resultados, que presenta el análisis, y conclusiones, que lo enfrenta a lo esperado y a las preguntas iniciales, con consideraciones de cierre, limitaciones y caminos para seguir explorando.

Antecedentes

Hay un relativo consenso respecto a que, luego de cierto declive de los estudios de movilidad social en las últimas décadas del siglo XX en América Latina (^{Franco, León, & Atria, 2007}), motivado sobre todo por un foco mayor sobre el estudio de la pobreza, se vive hoy un resurgir de ese tipo de investigaciones, que vuelve a poner en escena la pregunta sobre la apertura de las sociedades y la igualdad de oportunidades. Es visible además que ya casi ninguna investigación, en ese marco, elude la inclusión de las mujeres como grupo de observación en sus análisis. En uno de los trabajos comparativos recientes más importantes sobre movilidad social en Latinoamérica (^{Boado, & Solís, 2016}), por ejemplo, se propone como requisito insoslayable para los seis países considerados (Argentina, Brasil, Chile, México, Perú y Uruguay) la comparación entre géneros. En ese esfuerzo específico, el grupo de investigadores e investigadoras comparan indicadores de movilidad absoluta (es decir, de movimientos intergeneracionales de clase efectivamente realizados por las personas) y de movilidad relativa (es decir, de grados y patrones de asociación entre clases de origen y clases de destino cuando se controla el tamaño de las clases en uno y otro punto de comparación). Encuentran, de ese modo, pruebas de segregación ocupacional en la mayoría de los países (es decir, que varones y mujeres se concentran en ocupaciones diferentes), mayor movilidad absoluta para las mujeres, y también, en algunos casos, mayor fluidez social (menos asociación entre origen y destino, en términos de movilidad relativa).

Específicamente para Uruguay, ^{Boado (2008}; ²⁰¹⁶⁾ observa diferencias en los regímenes de movilidad de varones y mujeres montevideanos hacia finales de siglo XX, pero cierta convergencia cuando se observan en 2010, con una fluidez social apenas mayor para las mujeres. Esto le permite al autor postular una tendencia a la homogeneización de los patrones de movilidad relativa entre géneros. No obstante, el autor señala las distinciones en términos de movilidad absoluta que indican, por un lado, un efecto indudable de segregación ocupacional, que principalmente limita los destinos sociales de las mujeres y, por otro lado, una elongación de la desigualdad de clases, también con mayor claridad para las mujeres.

Fuera de América Latina también es frecuente la evidencia sobre los trayectos de clase diferenciales de mujeres y varones y, además, es cada vez más patente la evidencia sobre cómo la inclusión de las mujeres en los análisis cambia las conclusiones sobre la apertura o la rigidez de las sociedades. Así, tanto para España (^{Fachelli, & López-Roldán, 2015}) como para Gran Bretaña (^{Bukodi, Goldthorpe, Joshi, & Waller, 2017}) se ha observado que, mientras los análisis convencionales indican constancia de la fluidez social a través del tiempo, al incluir a las mujeres se advierte cierta tendencia hacia una mayor fluidez.

Bukodi y su equipo, no obstante, alertan sobre la interpretación que se da a esos mayores niveles de fluidez social observado para las mujeres en Inglaterra. Indican que no implica necesariamente una movilidad positiva (sobre todo ascendente), sino que se relaciona con procesos que denominan de movilidad perversa, asociados a movimientos de descenso social por inserciones parciales o intermitentes en el mercado laboral. Esto trae a escena la importancia, que se pretende enfatizar en esta investigación, de trascender las conclusiones más agregadas sobre la movilidad de varones y mujeres que los presentan más o menos móviles y más o menos fluidos, hacia análisis más localizados de las tablas de movilidad que permitan mapear la asociación entre origen y destino, identificando zonas de mayor afinidad entre clases, y otras de mayor rechazo.

Se entiende que este esfuerzo debe ser realizado de forma relativa más que absoluta, en tanto que hay dos factores que afectan grandemente los descriptores absolutos de movilidad intergeneracional, en particular para las mujeres: la mayor desemejanza que suelen presentar en sus orígenes de clase (en tanto su medición incluye un fuerte componente vinculado a las posiciones de clase de sus padres antes que de sus madres) y el efecto atractor que tienen para ellas algunas posiciones de clase, específicamente la posición no manual de rutina y la posición manual no calificada, como resultado de un proceso constante de segregación ocupacional de género (^{Hakim, 1992}; ^{Zhu, & Grusky, 2022}).

Es posible encontrar antecedentes de análisis relativos localizados en los esfuerzos de equipos liderados por Goldthorpe (^{Erikson, & Goldthorpe, 1993}; ^{Bukodi, Goldthorpe, & Kuha, 2017}) desde el último tercio del siglo XX, que dieron lugar a su largamente replicado modelo CASMIN (Comparative Analysis of Social Mobility in Industrialized Nations) (^{Erikson, & Goldthorpe, 1987}). Este tipo de modelo resulta de una extensión de los llamados modelos topológicos (^{Hauser, 1978}) que diferencian zonas de asociación en las tablas de movilidad, de acuerdo con su intensidad. ^{Erikson, & Goldthorpe (1987}, ¹⁹⁹³) idearon un tipo más sofisticado de modelo topológico que no utiliza una única matriz con agrupación de celdas en diferentes niveles de asociación, sino una serie de matrices de diseño construidas a partir de criterios teóricos. Se basaron en tres conceptos: la deseabilidad de ciertos destinos sociales por su alto grado de prestigio, estabilidad y bienestar; las ventajas con las que parten los individuos de algunos orígenes de clase gracias a recursos económicos, culturales o sociales; y las barreras con las que se encuentran las personas para acceder a diferentes posiciones también vinculadas a la exigencia de recursos económicos, culturales y sociales.

Así, su modelo incluye ocho matrices de diseño que indican dos parámetros de jerarquía, tres de herencia, un parámetro de sector y dos parámetros de afinidad para tablas de movilidad de siete clases por siete, que se han usado fundamentalmente para contrastar la hipótesis de que hay un patrón de movilidad común entre los países industriales denominada popularmente hipótesis de fluidez constante.

Ese tipo de recurso analítico ha sido bastante empleado para comparar países, pero no tanto géneros. Se observan algunos antecedentes para Europa (^{Bukodi, & Paskov, 2020}), donde el patrón de movilidad social de las mujeres se diferencia del de los varones, y se observa un mayor efecto jerárquico que pondera los movimientos de corta distancia para las mujeres, y menos herencia que para los varones. En términos específicos de herencia de clase, ^{Jayet (2023)} encuentra que en Francia el parámetro de herencia más fuerte para los varones es el origen rural, mientras que para las mujeres es el profesional.

En Latinoamérica no se han encontrado exploraciones claras al respecto, más allá del trabajo sistemático de algunas investigadoras e investigadores para articular el análisis de clase con el de género en la región (^{Gómez Rojas, 2004}; ^{Gómez Rojas, & Riveiro, 2014}; ^{Torche, 2015}; ^{Mancini, 2019}; ^{Borro, 2019}). Por eso aquí se pone el énfasis en analizar en términos relativos y localizados (comparando mapas de asociación entre origen y destino) los patrones de movilidad social de mujeres y varones en Uruguay.

Metodología y datos

De los antecedentes clásicos de movilidad social (^{Goodman, 1965}; ^{Glass, 1971}; ^{Hauser, 1978}; ^{Hout, 1983}; ^{Goldthorpe, 1987}), de la primera y tercera generación de estudios de este tipo, esta investigación recoge un modo de estudiarla a través del análisis cuantitativo de movimientos individuales de clase que se centra en la reconstrucción -mediante información retrospectiva reunida de forma estandarizada- de las transiciones entre una estimación del origen social de clase, proporcionada por la posición ocupacional de padre y madre (la mayor entre ellas), y una estimación del destino de clase, indicado por la propia ocupación de las personas consideradas.

Para su análisis, esas transiciones individuales se procesan de modo agregado mediante la conformación de tablas de movilidad construidas como tablas de contingencia entre origen y destino. Las diferentes zonas de esas tablas permiten observar los volúmenes de reproducción social (casos que quedan en la diagonal de la tabla de contingencia), la movilidad ascendente (casos que quedan en el triángulo inferior de la diagonal) y la movilidad descendente (casos que quedan en el triángulo superior de la diagonal). Porcentualizaciones diferentes de las tablas muestran, además, la estimación de otros indicadores relevantes en el análisis de movilidad social. Ese procesamiento frecuentista de las tablas de movilidad da la opción de reconstruir los movimientos de clase que efectivamente han tenido las generaciones, los géneros, la población económicamente activa de determinado país (en función de cómo se segmenten las tablas y cuántas tablas se analicen). Los indicadores que a partir de esas estimaciones se generan suelen asociarse a la denominada movilidad absoluta.

Hay, sin embargo, un segundo tipo de procesamiento que puede realizarse con las tablas de movilidad y que no apunta tanto a los movimientos efectivamente realizados, sino al patrón endógeno de asociación entre clases sociales. Ese tipo de análisis busca deflactar de las estimaciones aquellos efectos sobre la movilidad determinados por el cambio en el tamaño de las clases entre la distribución de origen y la distribución de destino, que es especialmente relevante cuando se observa la movilidad de las mujeres. Por ejemplo, si en los destinos la clase más alta tiene un tamaño que duplica el que presenta en los orígenes, es esperable que se observen movimientos hacia esa clase que de alguna manera son forzados, porque aumenta el lugar disponible en esa posición. La comparación de los procesos de movilidad entre dos grupos que presenten distribuciones de clase diferentes (varones y mujeres, o dos países, o dos cohortes de nacimiento) mostrará distintas estimaciones de movilidad absoluta, pero podrá enseñar similares patrones de asociación entre orígenes y destinos (^{Bukodi, & Goldthorpe, 2018}). Esto es, oportunidades parecidas de encontrarse en una clase y no en otra si se nació en determinada posición social.

Por eso, a los análisis de movilidad social a través de transiciones individuales de clase les ha interesado separar los dos componentes de la movilidad que consideran relevantes: el estructural, influido por las diferencias entre las distribuciones de clase en comparación, y el relacionado con la fluidez social, es decir, al juego de asociaciones entre orígenes y destinos que constriñen o habilitan las oportunidades de las personas para moverse hacia determinadas clases, en función del lugar donde nacieron (^{Beller, 2009}). Ese segundo componente es llamado con frecuencia movilidad relativa (^{Bukodi, & Goldthorpe, 2018}), porque es la movilidad neta de los efectos marginales de las tablas de movilidad, que indican las distribuciones de clase no condicionadas de origen y destino.

Como se planteó en apartados anteriores, este artículo pone su foco en el análisis de la movilidad relativa, y se apoya en publicaciones que ya exploraron para la misma muestra los indicadores de movilidad absoluta (^{Vanoli, 2022}). Para el análisis de esa movilidad relativa se trabajó con técnicas loglineales usuales en el campo, las cuales permiten reconstruir las tablas de movilidad y su frecuencia conjunta mediante el aislamiento de los efectos que las hacen posible (^{Garson, 2012}; ^{López-Roldán, & Fachelli, 2015}; ^{Boado, 2019}). Es posible separar, por lo tanto, el efecto del total de la muestra, el efecto de los marginales y el efecto de la asociación entre variables, y además profundizar en este último al desagregarlo en parámetros que indiquen sus particularidades en las diversas zonas de la tabla de movilidad.

En este caso se presenta el ajuste de los siguientes modelos para combinaciones bivariadas y trivariadas de origen de clase, destino de clase y género.⁴

Los modelos se ajustaron sobre datos provenientes de la primera ola de la Encuesta Longitudinal de Protección Social para Uruguay (^{BPS, 2015}). El conjunto de trabajo tuvo un tamaño máximo de 8 363 casos que constituyeron todas las personas ocupadas de entre 25 y 65 años de la muestra, la cual tenía un total de 18 428 registros representativos del total de la población residente en Uruguay de 14 años y más en 2013. El conjunto de análisis estaba compuesto en 55.6% por varones y en 44.4% por mujeres, que es congruente con lo medido para el país a través del censo de población 2011 (^{INE, 2011}).

Las variables de origen y destino de clase fueron construidas utilizando el esquema EGP (^{Erikson, Goldthorpe, & Portocarero, 1979}), de uso frecuente en el campo del análisis de clase, principalmente para trabajos comparativos. Ese esquema, que originalmente incluye 12 categorías socioocupacionales, se agrupó en seis a fin de optimizar la cantidad de grados de libertad con la que trabajan los modelos estadísticos construidos. Se optó por una recodificación tradicional del esquema, utilizando como criterio las propiedades intrínsecas de las clases respecto a las ocupaciones que incluyen y no su carácter jerárquico. Las clases no manuales profesionales y dirigenciales (clases de servicio) se unieron en la cumbre de la estructura social (I + II), se agruparon las no manuales rutinarias (IIIab), las independientes no profesionales (IVab), las manuales calificadas (V + VI), las manuales no calificadas (VIIa) y las agrícolas (IVc + VIIb). Vale aclarar que esta agrupación, aunque clásica, deja fuera algunos debates sobre la homogeneidad de las categorías ocupacionales de la región y su carácter jerárquico (^{Mancini, 2021}). Se tomó esta decisión porque varios antecedentes que comparan los patrones de movilidad de varones y mujeres han encontrado diferencias vinculadas a barreras sectoriales (entre clases agrícolas y urbanas) y a barreras relacionadas con la distinción entre el trabajo manual y no manual para los géneros. Estas barreras no podrían haber sido modelizadas a partir de recodificaciones que enfatizaran el carácter jerárquico de las categorías de clase pero no su carácter intrínseco.

Resultados

La topografía de la asociación de clase para mujeres y varones

Después de observar que hay razones para considerar que, además de haber diferencias en los cambios intergeneracionales de clase que efectivamente transitan mujeres y varones, hay diferencias en la forma en que se asocian origen de clase y destino de clase, vale ahora proponer un acercamiento a las particularidades de uno y otro patrón de asociación. Con ese fin se utilizan modelos loglineales topológicos para el mapeo de la herencia y movilidad de las mujeres y de los varones. Siguiendo a ^{Hauser (1978)}, se remarca que este tipo de modelos se construye indicando diferentes niveles de interacción entre las clases, formando así un patrón mediante el mapeo de zonas con distinta densidad de intercambios y controlados los efectos marginales. La ventaja de este tipo de modelos es su maleabilidad, pero esto también supone su principal desafío: como los parámetros indicados se pueden ir modificando y ajustando, no suele ser difícil lograr un modelo que ajuste los datos, por lo que su potencial se aprovecha cuando se cuida que los parámetros seleccionados estén principalmente guiados por las hipótesis conceptuales de trabajo y no sean solo el resultado de un ajuste empirista del modelo a los datos, pues se corre el riesgo de sobreajuste y, consecuentemente, de pérdida de capacidad de generalización.

Como punto de comparación y previo a la construcción de un modelo específico para las mujeres, se contrastó el modelo CASMIN con ese grupo, adaptando sus matrices de diseño a tablas de seis clases por seis. La figura 1 indica el conjunto de matrices de diseño que lo componen, retomado de ^{Erikson y Goldthorpe (1987)} y ^{Boado y Solís (2016)} en su adaptación para América Latina. Se presentan seis matrices de diseño en lugar de las ocho originales debido a que la unión entre las clases rurales en una misma categoría (IVc + VIIb) deja sin sentido las matrices de afinidad 1 y herencia 3 (^{Erikson, & Goldthorpe, 1987, p. 64}). Las matrices presentadas indican cuatro tipos de efectos, marcados con azul cuando implican atracción (aumentan la frecuencia esperada) y con rojo cuando indican mayor distancia (disminuyen la frecuencia esperada).

Fuente: elaboración propia a partir de ^{Erikson y Goldthorpe (1987)} y ^{Boado y Solís (2016)}.

Figura 1 Matrices de diseño para el modelo CASMIN adaptado  

Los efectos de herencia son dos: compuestos por un parámetro para toda la diagonal principal y un segundo parámetro que anticipa una herencia aún mayor para clases con cierta ventaja en términos económicos, culturales y sociales (como es el caso de la cumbre, I + II) o en términos de propiedad y tierra (como es el caso de la IVab y parte de la clase rural).

Los efectos de jerarquía, por otro lado, marcan en los dos casos un efecto negativo que anticipa la menor probabilidad de los intercambios de larga distancia (jerarquía 2) y el descenso y ascenso desde y hacia la clase de servicio, además de la salida desde la base de la estructura social. Pondera negativamente, por lo tanto, la movilidad vertical (jerarquía 1).

El efecto sector, por otro lado, operacionaliza las barreras anticipadas para entrar o salir de la clase rural, mientras que el efecto afinidad reconoce la mayor probabilidad de intercambios entre la cumbre y las clases no manuales, fundada en la acumulación de recursos económicos, culturales y sociales de esas posiciones y su mutua convertibilidad, así como en la cercanía entre las clases manuales de la base.

Hay dos diferencias principales entre este tipo de modelo y los modelos topológicos desarrollados originalmente por ^{Hauser (1978)}: por un lado, que es posible acumular más de un efecto en una misma celda al distinguir parámetros que pueden superponerse y, por otro, que habilita que queden celdas sin efectos, manteniéndolas bajo la hipótesis de no asociación.

Al contrastar ese modelo con las tablas de movilidad de mujeres y varones (tabla 2), se obtienen mejoras respecto al ajuste del modelo de movilidad perfecta (independencia) y coeficientes para los parámetros de interacción con signos congruentes con el efecto esperado por estos, lo que apoya la interpretación conceptual del modelo construido. Pero no se obtienen ajustes estadísticamente significativos. El modelo CASMIN adaptado, por lo tanto, no mapea adecuadamente los patrones de movilidad ni de las mujeres ni de los varones, con 14 y 16 residuos significativos respectivamente (de 36 celdas, en cada caso). En el caso de las mujeres, el modelo subestima la herencia de la clase de servicio y sobrestima la herencia de la pequeña propiedad urbana, así como la movilidad ascendente entre el trabajo manual calificado (V + VI) y la clase de servicio (I + II).

Tabla 2 Contrastación de modelos topológicos para la asociación entre origen y destino social, mujeres y varones ocupados entre 25 y 65 años de Uruguay 

Modelo	L2	df	p-valor	Seudo R2	BIC
Mujeres
Independencia	738.6	25	0.000	-	534.0
CASMIN adaptado	119.6	19	0.000	83.8	–5.9
Movilidad mujeres	24.2	17	0.115	96.7	–114.9
Varones
Independencia	1028.5	25	0.000	-	818.3
CASMIN adaptado	109.9	19	0.000	89.3	–49.8
Movilidad mujeres	58.6	17	0.000	94.3	–84.3

Fuente: elaboración propia a partir de la Encuesta Longitudinal de Protección Social para Uruguay Ola 1 (2012-2013).

Esos errores indican que los efectos anticipados por el modelo CASMIN para países europeos industrializados no son los efectos relevantes para describir los patrones de movilidad de mujeres y varones en Uruguay. Los resultados descriptivos, así como los antecedentes empíricos y conceptuales, algo adelantaban al indicar para las mujeres cierta atracción hacia el destino de clase no manual de rutina que no aparece representada en el modelo CASMIN, así como la dificultad para heredar la pequeña propiedad, el trabajo calificado y el trabajo rural.

Debido a eso, se construyeron modelos topológicos alternativos para mapear la herencia y la movilidad de mujeres y varones. Las ocho matrices de diseño en la figura 2 indican los nuevos parámetros para la movilidad social de las mujeres, especificados de la siguiente manera:

1. Tres parámetros de herencia que, a diferencia del modelo CASMIN, solo aplican para las siguientes tres clases: la clase de servicio (I + II), el trabajo no manual de rutina (IIIab) y el trabajo manual no calificado (VIIa). Esto por la mayor escolarización superior de las mujeres en Uruguay y las ventajas en términos económicos, sociales y culturales de las posiciones de la cumbre para asegurarla; así como las dificultades para el ascenso social de las mujeres que provienen del trabajo manual no calificado (entre otros factores, por la mayor carga de trabajo de cuidados que recae sobre ellas).

Fuente: elaboración propia.

Figura 2 Matrices de diseño para el modelo topológico de herencia y movilidad social de mujeres ocupadas de 25 a 65 años  

Se espera, no obstante, un efecto de herencia diferente para cada una de esas clases, por eso se indican como parámetros distintos, y para las demás situaciones de herencia se considera la independencia estadística. En este punto se advierte un primer alejamiento de lo propuesto por ^{Erikson y Goldthorpe en el modelo CASMIN (1987)}, no solo porque los efectos previstos son diferentes, sino porque en este caso la herencia no se construye de forma sedimentaria, con un primer efecto de herencia para todas las clases y luego énfasis particulares, como hacen los autores. Se considera, por el contrario, que para las mujeres la reproducción solo ocurre en ciertos orígenes de clase.

1. Un parámetro que se compone de un efecto conjunto de jerarquía y un efecto de barreras que indica la menor frecuencia de tránsitos móviles hacia destinos de pequeña propiedad urbana (IVab) y trabajo manual calificado, donde tanto la adquisición de propiedad o de cualificación técnica oficia de obstáculo. A su vez, se anticipa una menor probabilidad para la movilidad de larga distancia, tanto para el descenso como para el ascenso, como lo hace el parámetro jerarquía 2 de CASMIN.

2. Tres efectos de afinidad, que son siempre positivos e incluyen, a través de dos matrices, los intercambios entre la clase de servicio (I + II) y el trabajo no manual de rutina (IIIab), y mediante una tercera matriz, la llegada a la clase de servicio (I + II) y al trabajo no manual de rutina (IIIab) desde la pequeña propiedad (IVab), lo que indica para las mujeres una mayor probabilidad de conversión de la ventaja económica de origen (manifestada en pequeña propiedad) en credenciales educativas (por una menor probabilidad de herencia, a la vez, de esa propiedad). Además, anticipan mayor tránsito desde las posiciones de trabajo manual urbano hacia el trabajo no manual de rutina (IIIab) a través de una motivación para la escolarización terciaria, o desde el trabajo manual calificado al trabajo manual no calificado, en caso de no seguir un camino de escolarización, ante la mayor dificultad para la herencia de ese trabajo de tipo manual técnico. Finalmente, se indica una mayor probabilidad de destino en el trabajo manual no calificado (VIIa) cuando se parte desde la clase rural (IVc + VIIb), debido a la mayor dificultad de herencia de las propiedades de esa clase para las mujeres. Este efecto conjunto de afinidad a través de tres parámetros modela, por lo tanto, un circuito en la cumbre y un circuito en la base, y además pondera la atracción de la clase no manual de rutina, influida sobre todo por una hipótesis de segregación ocupacional.

3. Finalmente, un parámetro sector, que identifica como poco frecuente la llegada a la clase rural. A diferencia del modelo CASMIN original, este efecto se remite solo a los destinos en esa clase, no a las salidas, en tanto se entiende que los mecanismos de retención en esa posición que harían menos frecuentes las salidas desde ese origen son menos probables para las mujeres (por ejemplo, la herencia de tierras o una temprana inserción al trabajo rural).

El contraste del modelo construido a partir de esos parámetros ajusta los datos de las mujeres y no los de los varones. A su vez, la estimación de los parámetros (tabla 3) acompaña las hipótesis: los efectos de herencia y afinidad logran coeficientes positivos para las mujeres, lo que indica mayores intercambios, y los efectos de jerarquía/barreras y sector obtienen coeficientes negativos, lo que señala una menor intensidad de intercambios.

Tabla 3 Estimación de los parámetros de interacción (en su forma aditiva: log-odds ratios) del modelo topológico creado para modelar la herencia y movilidad de las mujeres ocupadas de 25 a 65 años 

Herencia 1	2.291
Herencia 2	1.101
Herencia 3	0.700
Jerarquía/barreras	–0.192
Afinidad 1	1.539
Afinidad 2	1.002
Afinidad 3	0.555
Sector	–1.693

Fuente: elaboración propia a partir de la Encuesta Longitudinal de Protección Social para Uruguay Ola 1 (2012-2013).

De forma complementaria, se propone a continuación un nuevo modelo topológico, esta vez específico para los varones (figura 3), en función de las hipótesis planteadas, del análisis descriptivo, y de las divergencias en el ajuste a los varones del modelo creado para las mujeres. Las matrices presentadas a continuación lo especifican a través de siete parámetros:

1. Un efecto de herencia que esta vez se divide en tres: la reproducción de la clase de servicio, por un lado; la reproducción de la pequeña propiedad y el trabajo manual calificado, por otro, y la reproducción del trabajo manual no calificado urbano y el trabajo agrícola. Se anticipa una intensidad gradual de esos tres efectos, más fuerte para el primero, que enfatiza el poder de retención de la clase con mayores ventajas socioeconómicas, y menos fuerte para el segundo y el tercero sucesivamente, que marcan la reproducción exclusiva de los varones signada por la mayor probabilidad de transmisión intergeneracional sobre los hijos que sobre las hijas de la pequeña propiedad y los oficios obreros, y la reproducción del trabajo manual no calificado fundada en las desventajas socioeconómicas de esa posición y del trabajo agrícola basado también en la transmisión de propiedad y oficio.

2. Un único parámetro de afinidad para la llegada a la clase de servicio desde el trabajo no manual de rutina, fundado en la laxa retención observada en esa clase de sus originarios varones, pero a la vez en las ventajas socioeconómicas que puede ofrecer para mantenerlos en un sector no manual de la estructura social.

3. Un efecto de barreras que incluye la menor frecuencia de los movimientos de larga distancia entre el trabajo manual no calificado urbano y la clase de servicio, pero también para el ascenso al trabajo manual rutinario desde los trabajos agrícolas. Este último trayecto se ve, a la vez, nuevamente penalizado por el segundo componente de este efecto, que redunda en la poca frecuencia de los casos de ascenso y descenso de larga distancia, a la vez que anticipa un obstáculo para la llegada a la clase no manual rutinaria desde las clases manuales y la pequeña propiedad.

4. Finalmente, un efecto sector que identifica el cierre de las clases rurales y penaliza su llegada a ellas y también su salida de ellas, esto por la baja convertibilidad de sus ventajas y por la rápida transmisión intergeneracional de ellas sobre los hijos varones.

Fuente: elaboración propia.

Figura 3 Matrices de diseño para el modelo topológico de herencia y movilidad social de los varones ocupados de 25 a 65 años de Uruguay  

Este modelo sí consigue reproducir los datos de movilidad social de los varones (tabla 4), con una alta probabilidad de ocurrencia y con estimaciones de los parámetros en el sentido esperado, y no lo logra para los datos de las mujeres. El único modelo que ajusta cada género es, como era de esperarse, el modelo creado para la movilidad específica de ese grupo.

Tabla 4 Contrastación final de modelos topológicos para la asociación entre origen y destino social, mujeres y varones ocupados entre 25 y 65 años 

Modelo	L2	df	p	Seudo R2	BIC
Mujeres
Independencia	738.6	25	0.000	-	534.0
CASMIN adaptado	119.6	19	0.000	83.8	–35.9
Movilidad mujeres	24.2	17	0.115	96.7	–114.9
Movilidad varones	84.3	18	0.000	88.6	–63.0
Varones
Independencia	1028.5	25	0.000	-	818.3
CASMIN adaptado	109.9	19	0.000	89.3	–49.8
Movilidad mujeres	58.6	17	0.000	94.3	–84.3
Movilidad varones	17.2	18	0.513	98.3	–134.1

Fuente: elaboración propia a partir de la Encuesta Longitudinal de Protección Social para Uruguay Ola 1 (2012-2013).

Ahora bien, una de las ventajas de los modelos topológicos es que permiten la reconstrucción visual de las zonas con diferente intensidad de asociación de las tablas de movilidad, y eso facilita además la interpretación de sus resultados que, en general, son intrincados por la cantidad de parámetros que incluyen. Para construir los mapas de movilidad de mujeres y varones en este caso, se tomaron las estimaciones de los parámetros antes delineados para cada género y se dispusieron en sus celdas correspondientes. Este ejercicio, que se presenta en las tablas 5 y 6, permite advertir nuevamente las diferencias resultantes, pero ahora también en términos de intensidad y no solo de trayectos. Cuando las celdas se pintan de rojo, los efectos son de rechazo (los cambios origen-destino que representan esas celdas son pocos frecuentes); cuando las celdas se pintan de azul, los efectos son de atracción (los cambios origen-destino que representan esas celdas son muy frecuentes). Cuanto más intenso el color, más fuerte el efecto.

Tabla 5 Parámetros de interacción (en su forma aditiva: log-odds ratios) estimados a partir del modelo topológico para la herencia y movilidad social de las mujeres ocupadas de 25 a 65 años de Uruguay 

Mujeres	I + II	IIIab	IVab	V + VI	VIIa	IVc + VIIb
I + II	2.29	1.54	–0.19	–0.19	–0.19	–1.88
IIIab	1.00	1.10	–0.19	–0.19	0.00	–1.69
IVab	0.56	0.56	0.00	–0.19	0.00	–1.69
V + VI	0.00	0.56	–0.19	0.00	0.56	–1.69
VIIa	–0.19	0.56	–0.19	–0.19	0.70	–1.69
IVc + VIIb	–0.19	0.00	–0.19	–0.19	0.56	0.00

Tabla 6 Parámetros de interacción (en su forma aditiva: log-odds ratios) estimados a partir del modelo topológico para la herencia y movilidad social de los varones ocupados de 25 a 65 años de Uruguay 

Varones	I + II	IIIab	Ivab	V + VI	VIIa	IVc + VIIb
I + II	1.23	0.00	0.00	–0.55	–1.02	–1.36
IIIab	0.62	0.00	0.00	0.00	0.00	–1.36
IVab	0.00	–0.55	0.43	0.00	–0.55	–0.81
V + VI	0.00	–0.55	0.00	0.43	0.00	–0.81
VIIa	–1.02	–0.55	–0.55	0.00	0.17	–0.81
IVc + VIIb	–1.36	–2.38	–0.81	–0.81	–0.81	0.17

Fuente: elaboración propia a partir de la Encuesta Longitudinal de Protección Social para Uruguay Ola 1 (2012-2013).

Cabe advertir, además, dos cosas: por un lado, que los ceros que aparecen en algunas celdas no son estimaciones sino restricciones de los modelos, y que aparece una cantidad mayor de efectos distintos de interacción en las tablas que parámetros estimados, porque las matrices de diseño no son excluyentes y prevén la sumatoria de efectos sobre algunos cruces (como es el caso del descenso desde la clase de servicio a la clase rural para las mujeres, que recibe un efecto negativo del parámetro jerarquías y barreras y un efecto negativo del parámetro sector).

En términos del mapa de movilidad de cada género, se observan efectos de interacción más fuertes para la herencia de la clase de servicio (I + II) y contra la movilidad descendente hacia la clase rural, tanto para varones como para mujeres, aunque más marcado en el caso de las mujeres. Para los varones surgen con fuerza los pocos intercambios entre el origen rural y el destino no manual, sobre todo de rutina, barrera que no se observa en las mujeres, para quienes la salida desde el origen rural hacia otros destinos aparece menos obstaculizada (sobre todo a la clase manual no calificada).

Al observar las afinidades, destaca para las mujeres el circuito en la cumbre entre las clases no manuales, al que se agregan los movimientos desde la pequeña propiedad hacia ellas y desde el trabajo manual urbano hacia el trabajo no manual de rutina, que aparece como un destino muy atrayente para todos los orígenes urbanos. Para los varones, ese circuito se remite a la reproducción de la cumbre y al acceso a ella desde un origen no manual de rutina.

En la base de la estructura social, el trabajo manual no calificado (la base urbana de la estructura social) surge para las mujeres como un destino altamente probable desde los orígenes manuales, no así para los varones.

Se identifican, por lo tanto, tres grandes contrastes: 1) el destino atrayente que constituye la clase no manual de rutina para las mujeres, y la poca atracción de ese destino para los varones, sobre todo para los originarios de las clases manuales; 2) la mayor reproducción que presentan los varones originarios en la pequeña propiedad, el trabajo manual calificado y el trabajo rural, así como sus menores probabilidades de salida de esa última clase; 3) la mayor atracción de la clase manual no calificada para los orígenes manuales en el caso de las mujeres.

Lo que hasta aquí es posible concluir

Este artículo se ha centrado en analizar el patrón de asociación entre origen y destino de mujeres y varones en Uruguay. A partir de la hipótesis de que las diferencias de género en las transiciones de movilidad social no son solo absolutas sino también relativas (motivadas por afinidades diferenciales entre las clases, y no únicamente por diferencias en las estructuras sociales de origen y de destino), se siguió un procedimiento en etapas. Primero se realizó una prueba ómnibus de asociación constante origen-destino entre los géneros, y luego se modeló el mapa de movilidad social de mujeres y varones, y se destacaron sus principales diferencias.

De este ejercicio es posible concluir que, además de distinciones en los trayectos de enclasamiento que efectivamente realizan mujeres y varones, hay diferencias en sus patrones de movilidad, esto es, en las afinidades y rechazos entre las clases sociales de origen y destino a las que se exponen. El patrón de movilidad de las mujeres, más que por efectos de jerarquías y herencias (con excepción de la herencia de la clase de servicio, que es siempre fuerte), parece regirse por ciertas permeabilidades, como la que define el acceso al trabajo no manual de rutina, que logra incluso romper la barrera manual-no manual, y ciertas barreras como las que disminuyen la probabilidad de acceso a la pequeña propiedad urbana y el trabajo manual calificado, que se puede explicar a partir de hipótesis relativas a obstáculos, como el acceso generizado a la propiedad o a la cualificación técnica (la herencia de la propiedad más frecuente para los hijos que para las hijas, así como la transmisión cotidiana de los oficios manuales calificados a los hijos por parte de los padres, son ejemplos de este tipo de hipótesis, que deberían ser contrastadas en posteriores esfuerzos para el caso específico).

Los caminos de movilidad de las mujeres hacia posiciones de mayor bienestar parecen estar basados principalmente en procesos de escolarización, es decir, mediados por la adquisición de créditos educativos. Esa es una dimensión analítica que todavía está por ser explorada.

El efecto sector aparece especialmente importante, porque indica a la vez la imposibilidad de acceso a esa clase desde otros orígenes, pero también su baja reproducción, lo que destaca la rápida salida de las mujeres de las clases rurales, sobre todo hacia el trabajo manual no calificado, esto es, la base de la estructura social urbana.

Es interesante también observar para las mujeres los caminos bifurcados que parecen abrirse cuando tienen origen en el trabajo manual sin importar el grado de calificación: o van hacia la clase no manual rutinaria, o reproducen su origen manual, pero en niveles de baja calificación. Cuándo ocurre una cosa y cuándo otra es algo que esta investigación, por su enfoque de constatación de regularidades, no puede responder, pero que se propone como una de las líneas más importantes para seguir desarrollando en el campo.

El patrón de los varones, por otro lado, destaca por un efecto de herencia menos localizado, que deja fuera únicamente la reproducción de la clase no manual de rutina, especialmente importante en los procesos de enclasamiento de las mujeres, como ya se vio. Además, se advierte para los varones un efecto jerárquico más claro, contrario a lo que indican los antecedentes europeos, con menores posibilidades de ascenso de larga distancia. A la vez, y particularmente importante en términos de intensidad, aparece un efecto sector de cierre de las clases rurales sobre sí mismas, sin dejar salir hacia otros destinos ni dejar entrar desde otros orígenes.

A nivel más general, interesa destacar como resultado de esta investigación la constatación de la relevancia de que los estudios de movilidad social incluyan innegociablemente la distinción de género en sus análisis. Ya se vio que, si no se hace de esa manera, las conclusiones sobre las transiciones intergeneracionales de clase, así como sobre la forma que toma la asociación entre origen y destino, son confusas. Se puede observar, por ejemplo, que varios de los efectos constatados en los mapas de movilidad de varones y mujeres son opuestos (como el carácter de atracción o rechazo de la clase IIIab para cada uno de los géneros); de no incluir la observación segmentada de varones y mujeres, ese efecto se anularía y generaría una ilusión de independencia donde lo que hay es una marcada diferencia.

El punto central es que la interdependencia entre géneros, así como entre clases, vuelve inadecuado observar solo algunas de sus categorías para analizar un proceso social que es total y que apunta justamente a la forma en que la sociedad reproduce su estructura de cooperación y de distribución desigual de bienestar.

Se hizo el esfuerzo de que la línea de investigación en la que este artículo se emplaza vaya permeando el análisis de clase del que parte con herramientas conceptuales y analíticas que incluyan el género. No obstante, vale destacar que hasta aquí solo se ha visto la articulación entre género y clase desde afuera, mediante las expresiones que toma esa articulación en la constitución de una estructura social considerada desde un punto de vista individual. Se estudió así la marca de género en la esfera productiva, mediante una operacionalización individual de la clase, que ubicó a cada mujer y varón en una posición social de acuerdo con sus propiedades ocupacionales, entendiendo que las regularidades observables son el resultado más visible del proceso de interacción entre género y clase, que se compone de muchos procesos. Algunos de estos, como la división sexual del trabajo, se expresan principalmente en el hogar, y otros, fuera de él, como la segregación ocupacional fundada en expectativas y distinciones socioculturales, en el ser varón y ser mujer. Otros procesos, a su vez, son mixtos, ya que implican la interacción directa entre género y clase. Por ejemplo, cuando desde clases con una recompensa de bienestar más alta se mercantiliza el trabajo doméstico y de cuidado, que pasa a ser desempeñado a través de un vínculo asalariado por mujeres de clases con una recompensa de bienestar más baja.

En ese sentido, los desafíos identificados son múltiples y tienen que ver, fundamentalmente, con ampliarla mirada desdelastransicionesdeclase individuales hasta los procesos de enclasamiento complejos, que observan los hogares como unidades de sus análisis y pueden atender, entonces, las dinámicas de desigualdad de género que se reproducen en ellos.

Por eso los desafíos planteados en estas conclusiones, más que obstáculos, se consideran evidencia del camino de complejización en el estudio de la reproducción social que se viene realizando mediante la integración del género en sus diseños y el esfuerzo de fundarlo en una discusión teórica plural que, efectivamente, permita el avance de la reflexión sociológica al respecto y, por lo tanto, alimente desde ese lugar los debates políticos y los acuerdos intersubjetivos de cooperación social.