Estructuración por edad del proceso de estratificación social en México

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Abstract
Resumen En este artículo analizamos la forma en que la edad modula la asociación entre los orígenes socioeconómicos familiares y tres resultados del proceso de estratificación social (la asistencia escolar, los años de escolaridad y el status ocupacional). Partiendo del modelo clásico del proceso de estratificación social de Blau y Duncan, proponemos adaptarlo para hacer observables los efectos del tiempo individual y del contexto histórico y controlar por posibles mediaciones asociadas a la composición sociodemográfica del hogar. Los resultados, sobre la base de datos longitudinales de México, muestran que efectivamente los efectos del origen familiar se encuentran mediados por la edad, de modo que existe una " estructuración por edad " del proceso de estratificación social. Esas mediaciones pueden responder a patrones " acumulativos " o " transicionales " con implicaciones analíticas disímiles y significativas variaciones entre cohortes de nacimiento. Esto nos lleva a resaltar la importancia de incorporar la perspectiva del curso de vida a los estudios de transmisión intergeneracional de la desigualdad. Palabras clave: curso de vida, desigualdad social, estratificación social, educación, México. Abstract In this paper we analyze the ways in which the association between family socioeconomic background and three outcomes of the social stratification process (school attendance, educational attainment, and occupational status) are modulated by age. We adapt Blau and Duncan's classic model of attainment to incorporate variations by individual time and historical context, as well as the possible effects of the demographic composition of the household. Our results, based on longitudinal data from Mexico, show that the effects of family background are indeed mediated by age, thus reflecting an " age structuring " of the social stratification process. Age effects reflect either " cumulative " or " transitional " patterns with different analytical implications, as well as important variations among birth cohorts. This leads us to highlight the importance of incorporating the life course perspective to studies on the intergenerational transmission of social inequality.
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Resumen
En este artículo analizamos la forma en que la
edad modula la asociación entre los orígenes
socioeconómicos familiares y tres resultados del
proceso de estraticación social (la asistencia
escolar, los años de escolaridad y el status
ocupacional). Partiendo del modelo clásico
del proceso de estraticación social de Blau
y Duncan, proponemos adaptarlo para hacer
observables los efectos del tiempo individual y
del contexto histórico y controlar por posibles
mediaciones asociadas a la composición
sociodemográca del hogar. Los resultados,
sobre la base de datos longitudinales de México,
muestran que efectivamente los efectos del origen
familiar se encuentran mediados por la edad, de
modo que existe una “estructuración por edad”
del proceso de estraticación social. Esas
mediaciones pueden responder a patrones
“acumulativos” o “transicionales” con
implicaciones analíticas disímiles y signicativas
variaciones entre cohortes de nacimiento. Esto
nos lleva a resaltar la importancia de incorporar
la perspectiva del curso de vida a los estudios de
transmisión intergeneracional de la desigualdad.
Palabras clave: curso de vida, desigualdad social,
estraticación social, educación, México.
Estructuración por edad del proceso
de estraticación social en México
Age Structuring of the Social Stratication Process in Mexico
Patricio Solís
El Colegio de México
Nicolás Brunet
El Colegio de México
Abstract
In this paper we analyze the ways in which
the association between family socioeconomic
background and three outcomes of the social
stratication process (school attendance,
educational attainment, and occupational
status) are modulated by age. We adapt Blau
and Duncan’s classic model of attainment
to incorporate variations by individual time
and historical context, as well as the possible
eects of the demographic composition of the
household. Our results, based on longitudinal
data from Mexico, show that the eects of
family background are indeed mediated by
age, thus reecting an “age structuring” of the
social stratication process. Age eects reect
either “cumulative” or “transitional” patterns
with dierent analytical implications, as well
as important variations among birth cohorts.
is leads us to highlight the importance of
incorporating the life course perspective to
studies on the intergenerational transmission
of social inequality.
Keywords: life course, social inequality, social
stratication, education, México.
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Introducción
El análisis longitudinal constituye un instrumento clave para la comprensión de los pro-
cesos de reproducción intergeneracional de la desigualdad social. La tradición sociológica
de estudios sobre el llamado “proceso de estraticación social” destacó tempranamente
este aspecto mediante la utilización implícita de esquemas longitudinales, donde factores
asociados a los orígenes sociales familiares en el tiempo t, como el nivel educativo y ocu-
pacional de los padres, permitían explicar los destinos educativos y laborales alcanzados
por las personas en un tiempo posterior t+n (Blau y Duncan, 1967).
La aplicación de este modelo permitió una mejor representación de la dimensión
intergeneracional de reproducción de la desigualdad social, enfatizando su naturaleza
procesual y longitudinal. No obstante, sugerimos que estos estudios, así como una parte
importante de los análisis posteriores que derivan de esta tradición, han enfrentado dos
restricciones importantes.
En primer lugar, la dinámica etaria del proceso de estraticación social ha sido poco
estudiada. Paradójicamente, dicho décit tiene escasa correspondencia con la importan-
cia atribuida a la/s edad/es como objeto sociológico por mérito propio (Marshall y
Mueller, 2003: 5) y como eje de la estraticación social (Riley, 1987). Más que desnudo
indicador del desarrollo biológico de los individuos –cuya importancia tampoco debe ser
desmerecida–, la edad se reviste de signicado social en tanto se constituye en un criterio
socialmente aceptado para la adjudicación de roles sociales diversos y, por lo tanto, en un
factor de inclusión y exclusión social. En este sentido, en lugar de referirse a un proceso
de diferenciación “natural, la dinámica etaria de la estraticación social nos remite a una
discusión más amplia sobre la estructuración social de los cursos de vida en las sociedades
contemporáneas, discusión que adquiere aún más relevancia en sociedades altamente
desiguales como las latinoamericanas.
En segundo lugar, el análisis del proceso de estraticación social ha sido criticado
frecuentemente por su incapacidad para “dar contexto social” a sus resultados. La des-
contextualización se ha planteado tanto en términos macrosociales, es decir, en la falta de
referencia al entorno institucional más amplio en el que tiene lugar la “adquisición de
status”, como en términos microsociales, reriéndose principalmente al poco desarrollo
de explicaciones que tomen en cuenta los efectos de los entornos familiares, residenciales
y escolares más inmediatos sobre los logros educativos y ocupacionales. Estas críticas han
llevado a una renovación de los estudios de estraticación social, que buscan justamente
incorporar la trama histórica, económica, institucional, y hasta cultural al análisis de los
procesos de logro y los patrones de movilidad social (Ganzeboom, Treiman y Ultee, 1991;
Kerckho, 1995 y 2001; Treiman y Ganzeboom, 2000; Blossfeld et al., 2005; DiPrete,
2002). No obstante, creemos que incluso estas nuevas aportaciones hacen poco énfasis
en la importancia de la edad como eje de la estraticación social, así como en la forma en
que factores de contexto macrosocial asociados al cambio histórico alteran los patrones
etarios de desigualdad social.
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Proponemos que una actualización del enfoque clásico del proceso de estraticación
social de Blau y Duncan puede contribuir a zanjar esta omisión. Esta actualización con-
siste en otorgar mayor énfasis a la dinámica por edad de dicho proceso, así como a los
factores de contexto micro y macro que podrían llevar a alterar o modicar la asociación
entre la edad y el logro educativo y ocupacional. Para ello, en este artículo analizamos la
dinámica etaria de la desigualdad en tres marcadores clave del logro socioeconómico de
las personas en México: (i) la asistencia escolar; (ii) el logro educativo, y (iii) el logro ocu-
pacional. Nos concentramos en los efectos de los orígenes socioeconómicos familiares,
pero buscamos contextualizar estos efectos por sus posibles mediaciones sociodemográ-
cas y sus variaciones en el tiempo histórico.
El contenido de este trabajo se organiza del siguiente modo. En las siguientes dos
secciones partimos de la discusión sobre las limitaciones del modelo clásico del proceso
de estraticación social de Blau y Duncan, para luego realizar una propuesta de actuali-
zación de este modelo, especicar qué clase de efectos puede tener la edad sobre la des-
igualdad de oportunidades educativas y ocupacionales y terminar formulando una serie
de preguntas que guiarán nuestro trabajo empírico. Luego describimos la metodología,
con énfasis en la fuente de datos, las variables y los modelos utilizados. A continuación se
reseñan los resultados que, en la sección nal, se discuten en función de las preguntas de
investigación formuladas originalmente.
El modelo de Blau y Duncan y sus limitaciones
En su análisis clásico del proceso de estraticación social, Blau y Duncan (1967) lograron
integrar en un sistema de ecuaciones, sencillo pero muy sugerente, un modelo explicativo
en el que se establecen las principales relaciones entre los orígenes sociales y los destinos
socioeconómicos de las personas (Figura 1). El modelo postula una asociación “en sentido
causal”1 entre las características socioeconómicas de la familia de origen (representadas
por la ocupación y escolaridad del padre), los logros iniciales de ego (escolaridad y status
del primer trabajo) y el logro nal de ego (status ocupacional nal).
Este modelo incorpora una perspectiva longitudinal implícita, ya que asume un
ordenamiento temporal que tiene como punto de partida las circunstancias familiares en
las cuales ego tuvo su socialización inicial, transcurre hacia un punto intermedio de tran-
sición entre escuela y trabajo y naliza con la situación socioeconómica actual. El modelo
no solo ha sido un referente clave de la investigación sociológica sobre estraticación
social a lo largo de las últimas décadas, sino que también constituyó uno de los pilares sobre
los que se construyó el enfoque que terminó siendo la perspectiva analítica del curso de
vida (Elder, 1992; Marshall y Mueller, 2003).
1 Tal como lo establecieron Blau y Duncan, desde el punto de vista de la estimación estadística, su mo-
delo no equivale a una inferencia causal. Desde un punto de vista teórico, permite establecer hipótesis
con aspiraciones causales, que luego deben ser establecidas mediante la utilización de métodos más
especícos.
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Eventualmente, a pesar de su poder heurístico y de su enorme inuencia inicial,
resultaron evidentes algunas de las limitaciones del modelo de Blau y Duncan y sus re-
namientos posteriores, como la variación de “Wisconsin”.2 Algunas de estas limitaciones
se vinculan a la técnica estadística que le acompañaba (el análisis de senderos o path
analysis), que, entre otras restricciones, solo permite la incorporación de variables de
intervalo o razón, impidiendo así la inclusión de indicadores categóricos relevantes para
el proceso de estraticación social. Pero los problemas más serios son de carácter sustan-
tivo. A los nes de este trabajo destacamos dos.
El primer problema es que, a pesar de ser intrínsecamente longitudinal, el modelo
resulta demasiado rígido para incorporar explícitamente los “efectos edad” y, por lo
tanto, el carácter dinámico en el curso de vida de los procesos de logro educativo y ocu-
pacional. Con respecto a los “efectos edad”, desde los trabajos clásicos sobre la estratica-
ción por edad (Riley, 1987; Riley, Johnson y Foner, 1972), hasta las discusiones más
recientes sobre los procesos de “(des)institucionalización” y “(des)estandarización” del
curso de vida (Brückner y Ulrich Mayer, 2005; Kohli, 2007), se ha sostenido que, en socie-
dades altamente diferenciadas, los criterios de acceso o exclusión de los individuos a
determinadas instituciones y roles sociales se encuentran regulados –formal o informal-
mente– por la edad. Pensemos, por ejemplo, cómo los sistemas escolares construyen una
“normatividad socioetaria” para el curso de vida: imprimen pautas cronológicas de acce-
so y salida a los distintos niveles educativos; sugieren patrones de “deseabilidad” de roles
y actividades para distintas edades; y, nalmente, marcan el ritmo de incorporación de
las personas al mercado de trabajo. La asignación social de roles por edades –o al menos
2 Tras incorporar factores psicosociales implicados en el proceso de estraticación social, el modelo o
variante de “Wisconsin” (Sewell, Haller y Porter, 1969; Sewell, Haller y Ohlendorf, 1970; Sewell y Hauser,
1972) aportó incrementos importantes en la varianza explicada del modelo original de Blau y Duncan
(Hernández de Frutos, 1993).
Figura 1
Modelo básico del proceso de estraticación social
Fuente : Blau y Duncan, 1967.
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por temporalidad– se reproduce en otras instituciones sociales, como los mercados de
trabajo, los sistemas de previsión social, etcétera.
Esto lleva a pensar que los efectos de los orígenes socioeconómicos familiares sobre
los resultados educativos y ocupacionales pueden estar fuertemente modulados por la
edad. Un ejemplo es la desigualdad por orígenes sociales en la asistencia escolar en el
México actual. La casi universalización de la cobertura de la educación primaria ha sido
propiciada por políticas de Estado que imponen una edad ja de ingreso a la escuela pri-
maria (los seis años) así como la asistencia obligatoria de los niños a la escuela hasta
completar este nivel educativo (a los 11 o 12 años de edad). Esta “política de edad” de la
asistencia escolar implica no solo el desarrollo de la infraestructura necesaria para aten-
der la demanda (construcción de escuelas, contratación de maestros, etc.), sino también
un fuerte esfuerzo de concientización y reforzamiento que ha convertido en una norma
social el ingreso a la escuela a los seis años y la permanencia en la misma al menos hasta
terminar la primaria. Como veremos más adelante, esta institucionalización de las eda-
des de asistencia escolar obligatoria durante la primaria ha propiciado que en estas edades
la desigualdad por orígenes sociales en las tasas de asistencia se reduzca dramáticamente,
desplazándose hacia edades posteriores, en las cuales la asistencia escolar no es obligato-
ria. En otras palabras, en tanto la institucionalización de la asistencia escolar varía por
edad, es previsible que la desigualdad por orígenes sociales en la asistencia escolar tam-
bién lo haga.
El problema con el modelo de Blau y Duncan es que, al restringir la mirada a tres
momentos en el tiempo (origen, primer trabajo, destino) y, por lo tanto, al no incorporar
la edad de ego en el análisis, carece del calado necesario para dar cuenta de los efectos
moduladores de la edad.
En segundo lugar, las aplicaciones del modelo de Blau y Duncan suelen presentar un
décit de contextualización. En pocas palabras, omiten considerar diversos factores
macro y micro que pueden tener efectos importantes sobre los destinos educativos y ocu-
pacionales de las personas. Por el lado macrosocial, suelen dejar de lado el “principio del
tiempo y del lugar” de la perspectiva del curso de vida (Elder, Kirkpatrick y Crosnoe,
2003). Es decir, no consideran el hecho de que el cambio histórico en factores estructura-
les y las modicaciones de las instituciones que regulan el acceso a las oportunidades
(ampliación de la escolaridad, expansión o contracción del Estado de Bienestar, transfor-
maciones globales en el mercado de trabajo, etc.) condicionan el logro educativo y ocupa-
cional de las personas.
Esta crítica parece acertada en tanto el objetivo del modelo es describir las relaciones
sociales endógenas al proceso de estraticación social, antes que las propiedades sociales
agregadas de los sistemas de estraticación. En parte como resultado de esta detracción,
a partir de nales de los años setenta, el campo de los estudios de estraticación social
experimentó un giro hacia una perspectiva de corte más estructural, centrada en el aná-
lisis de la tabla de movilidad social, los modelos loglineales y la identicación de los
patrones societales de asociación entre orígenes y destinos de clase (Treiman y
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Ganzeboom, 2000). Aunque este giro ha derivado en signicativas aportaciones a los
estudios sociológicos de estraticación social (Hout y DiPrete, 2006), contribuye poco al
entendimiento de los procesos de logro educativo y ocupacional a escala individual.
Paradójicamente, esta limitación, propia de los análisis basados en tablas de movilidad,
constituyó el foco de la perspectiva inaugurada por Blau y Duncan y una de sus fortalezas
medulares (Treiman y Ganzeboom, 2000).
Por otro lado, el modelo está débilmente equipado para captar entrelazamientos en
el curso de vida. Junto con la ausencia de contextualización “macro”, mengua otros dos
rudimentos básicos de la perspectiva del curso de vida: el principio de “vidas entrelaza-
das” (Elder, Kirkpatrick y Crosnoe, 2003) y la noción según la cual transiciones y eventos
que se experimentan en un dominio de la vida tienen consecuencias de largo plazo, cuya
sombra se extiende a otros dominios del curso de vida (Kerckho, 2002: 251). De acuerdo
con estos principios, las personas viven sus vidas de modo interdependiente, y las inuen-
cias sociohistóricas se transmiten a través de las redes compartidas en la familia y otros
ámbitos, de modo que una trayectoria educativa u ocupacional no está únicamente deter-
minada por la estructura de oportunidades o los orígenes socioeconómicos, sino también
por las restricciones y oportunidades que derivan del papel que juegan los individuos en
esos grupos sociales o instituciones “intermedias”, entre los que destaca la familia, los
grupos de pares y la escuela.
En ese sentido, aunque el modelo de Blau y Duncan reconoce implícitamente los
efectos de las circunstancias familiares a través de medidas de la posición socioeconómi-
ca de la familia de origen, no permite visualizar determinaciones de otros factores aso-
ciados al “tiempo familiar”, como la composición sociodemográca del hogar y la
posición especíca de ego en la familia.
Hacia un modelo con temporalidad y contexto
Estas y otras limitaciones3 llevaron a una actualización del modelo de Blau y Duncan
hacia enfoques analíticos y empíricos más exibles. Una de las principales tendencias ha
sido la adopción del análisis de historia de eventos como herramienta para estudiar las
transiciones educativas y ocupacionales (Rosenfeld, 1992; Solís y Billari, 2002; Blossfeld
et al., 2005; Castro Méndez y Gandini, 2008; Mayer, 2009; Giorguli, 2011; Solís, 2012).
No obstante sus múltiples aportaciones, el análisis de historia de eventos también
tiene limitaciones, de las cuales destacamos dos. La primera es que, salvo excepciones, en
la aplicación de modelos de regresión de historia de eventos los “efectos edad” juegan un
papel marginal. Suele ocurrir, más como norma que como excepción, que la edad (o la
3 Para una revisión más extensa de las críticas al modelo, véase Hernández de Frutos, 1993.
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“duración”) es vista solo como un control estadístico y no como una variable sustantiva.4
La segunda es que el análisis de historia de eventos es útil para analizar transiciones y no
estados. Aunque existe una relación lógica entre una transición (por ejemplo, salir de
la escuela) y un estado (asistir o no a la escuela), cuando estudiamos los procesos de logro
educativo y ocupacional buscamos frecuentemente identicar los determinantes de la
desigualdad en los estados (o en niveles de otras variables continuas, por ejemplo el nivel
de escolaridad), más que en las transiciones.
No es nuestra intención armar que estas limitaciones invaliden la utilidad del aná-
lisis de historia de eventos como herramienta para estudiar el proceso de estraticación
social. Tan solo enfatizamos que, para avanzar en la identicación de los efectos de la
edad y del contexto sobre la desigualdad en los resultados educativos y ocupacionales,
puede ser útil adoptar estrategias alternativas. Una posible estrategia es rescatar el plan-
teamiento básico del modelo clásico de Blau y Duncan e introducirle variantes que nos
permitan hacer observables estos efectos.
Este es el camino que aquí desarrollamos. Para ello, proponemos tres adecuaciones
al modelo clásico: a) analizar los efectos de los orígenes sociales familiares sobre los resul-
tados educativos y ocupacionales a distintas edades, de modo que podamos identicar en
qué medida las desigualdades se encuentran efectivamente estructuradas por la edad; b)
controlar los efectos de contexto “micro” mediante la incorporación de variables de con-
trol asociadas a la composición demográca de los hogares de los entrevistados; y c)
aproximarnos a los efectos de contexto “macro” mediante el análisis de cohortes, enfati-
zando cómo los efectos edad descritos en el inciso a) varían en el tiempo histórico, es
decir, en función de las circunstancias sociales, económicas e institucionales que le
correspondió vivir a cada cohorte.5
En nuestro análisis de la estructuración por edad de los logros educativos y ocupa-
cionales enfatizaremos dos tipos de efectos, a los que llamaremos “acumulativos” y “tran-
sicionales”. La noción de “acumulación de ventajas” en el campo de la sociología proviene
del planteamiento mertoniano del “efecto Mateo” (Merton, 1968) y múltiples derivacio-
nes posteriores (Dannefer, 2003; DiPrete y Eirich, 2006; O’Rand, 2009; Hillmert, 2010;
Bask y Bask, 2010). Desde su planteo original, la “acumulación de ventajas” describe un
mecanismo general de desigualdad capaz de convertir pequeñas diferencias iniciales (o
una posición inicial ventajosa) en recursos adicionales, que, a su vez, generan nuevas
4 Esto resulta evidente cuando se advierte el hecho de que la regresión tipo Cox es la variante más popular
entre múltiples tipos de modelos de historia de eventos. La particularidad de la regresión tipo Cox es
que permite estimar los efectos de las variables independientes sobre la probabilidad de experimentar
una transición sin necesidad de reparar en la forma que asume el patrón temporal de riesgo, el cual es
reducido a un control estadístico de poco interés sustantivo.
5 Evidentemente, la incorporación de estos factores es insuciente para dar cuenta del conjunto de efectos
de contexto presentes en el proceso de estraticación social. No obstante, las restricciones de nuestra
fuente de datos nos llevan a reducir la incorporación de otras variables.
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ganancias a lo largo del tiempo.6 De modo alternativo, en los modelos de logro que se
derivan de la tradición de Blau y Duncan, la acumulación de ventajas reere a la identi-
cación de efectos de factores heredados que se incrementan en el tiempo (DiPrete y
Eirich, 2006: 3).7 Con sus diferencias, ambas perspectivas subrayan la emergencia de
efectos acumulativos con la edad (Bask y Bask, 2010; Dannefer, 2003).
En el esbozo original de Merton, el crecimiento de la desigualdad podía ser virtual-
mente ilimitado (DiPrete y Eirich, 2006: 4; Bask y Bask, 2010: 3). No obstante, en los
sistemas sociales reales la desigualdad puede estar limitada y sus efectos pueden
“encenderse” o “apagarse” en algún momento del curso de vida. Deniremos “efectos
transicionales” como aquellas expresiones de la desigualdad que se maniestan solo de
manera coyuntural en ciertas edades o etapa del curso de vida.
La distinción entre efectos acumulativos y efectos transicionales es importante por
dos razones. Por una parte, permite comprender la convergencia y complementariedad
entre uno y otro tipo de efectos, pues, como veremos más adelante, ambos están implica-
dos. Y por otra, permite realizar distinciones analíticas básicas entre procesos de des-
igualdad asociados a edades especícas o “transicionales” y procesos que tienen
consecuencias duraderas, o “acumulativas”, a lo largo del curso de vida.
A partir de los planteamientos anteriores, nos proponemos responder a un conjunto
de preguntas sobre el proceso de estraticación social en el México contemporáneo: ¿En
qué medida la asistencia escolar, el logro educativo y el logro ocupacional dependen de
las circunstancias socioeconómicas de la familia de origen? ¿Es posible armar que la
edad es un factor modulador de la desigualdad en los logros educativos y ocupacionales?
¿Son los efectos de la edad acumulativos o transicionales? ¿En qué medida los efectos del
origen social están mediados por factores de contexto sociodemográco, como la compo-
sición familiar y el estado marital? ¿Podemos identicar efectos del contexto histórico
que se evidencian en maniestas diferencias entre las cohortes de nacimiento?
Datos, variables y modelos estadísticos
Para responder a estas preguntas, utilizamos los datos de la Encuesta Demográca
Retrospectiva ( 2011), una encuesta probabilística aplicada a 2,900 hombres y muje-
res residentes en las 32 principales ciudades del país por el Instituto Nacional de
6 El ejemplo más simple es el mecanismo de acumulación de riqueza por “interés compuesto” donde el
porcentaje de interés no es jo, sino que depende de la suma inicial. Por ejemplo, sería “7% de interés
sobre $100,000, pero sólo 5% sobre $1,000”, de modo que las diferencias se “acumulan” a tasas crecientes
en el tiempo (DiPrete y Eirich, 2006: 3).
7 Por ejemplo, en el modelo original de Blau y Duncan la identicación racial implica desventajas acumu-
lativas en tanto tiene efectos directos e indirectos que se suman a lo largo del curso de vida. Esto se ex-
presa, por ejemplo, en la acumulación paulatina de desventajas educativas, pero también en el hecho de
que los negros con educación superior reciben menores retornos que los blancos (un efecto interacción
que Blau y Duncan denominaron “igualdad perversa”).
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Estadística y Geografía ().8 A diferencia de las encuestas tradicionales de movilidad
social, en las que la información recabada corresponde a lo sumo a dos momentos de la
trayectoria ocupacional de ego (primera ocupación y ocupación actual), la  cuenta
con datos para cada edad sobre la situación de asistencia escolar, el nivel de escolaridad,
la condición laboral y la situación ocupacional, además de sobre otros estados y eventos
en el dominio de la familia. Su diseño retrospectivo permite analizar con más detalle los
“efectos edad” en el proceso de estraticación social.
Otra particularidad importante de la  es que la selección de la población bajo
estudio se realizó mediante un diseño que facilita el análisis de cohortes. Así, la muestra
se restringe a las personas pertenecientes a tres cohortes de nacimiento (1951-1953, 1966-
1968 y 1978-1980), lo cual permite maximizar las diferencias entre las mismas y minimi-
zar la varianza dentro de ellas, destacando así los efectos del cambio histórico sobre los
comportamientos demográcos de los entrevistados.9 Esto nos ayuda a identicar posi-
bles “efectos cohorte” en la estructuración por edad de la desigualdad en los resultados
educativos y ocupacionales.
Estudiaremos tres resultados del proceso de estraticación social: a) la asistencia
escolar; b) el logro educativo, medido en años de escolaridad; y c) el logro ocupacional,
medido a través del International Socioeconomic Index of Occupations (), un índice
de status ocupacional internacional ampliamente utilizado en la investigación compara-
tiva multinacional sobre estraticación social (Ganzeboom, De Graaf y Treiman, 1992;
Ganzeboom y Treiman, 1996; Hauser y Warren, 1996).10
Como puede verse en la Figura 1, en el modelo original de Blau y Duncan los oríge-
nes socioeconómicos familiares se miden a través del status ocupacional y la escolaridad
del padre. En este caso, operacionalizamos la inuencia de la familia de origen mediante
un índice resumen general denominado Índice de Orígenes Sociales (). El  incor-
pora tres variables:
t4UBUVT ocupacional del padre. El status de la ocupación del padre corresponde al
valor del , medido a través de la ocupación del padre cuando ego tenía 15 años de
edad. Cuando no se disponía de información sobre el padre, se utilizó la información
ocupacional de la madre.
8 Al restringirse a las 32 ciudades más importantes del país, nuestros resultados son generalizables solo a
este contexto geográco, aunque también reejan la experiencia de muchos residentes rurales que han
migrado a las ciudades en el período bajo estudio. Para mayor información sobre las características me-
todológicas de la encuesta, véase <http://www.colef.mx/eder/?page_id=129>.
9 Luego de excluir algunos casos por tener información incompleta, el tamaño de muestra se jó en
868 casos para la cohorte 1951-1953, 871 casos para la cohorte 1966-1968 y 1,044 casos para la cohorte
1978-1980.
10 El  clasica las ocupaciones de acuerdo con los niveles promedio de ingresos dado cierto nivel de
escolaridad. El puntaje del  varía de un mínimo de 16 a un máximo de 85 puntos.
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tPromedio de escolaridad de ambos padres. En lugar de utilizar solo la información
del padre, optamos por incluir una medida compuesta de escolaridad para ambos padres.
tÍndice de recursos económicos. Este índice es un puntaje compuesto por los pri-
meros dos puntajes (ponderados) de un análisis factorial por componentes principales en
el que se incluyen variables de disponibilidad de activos y servicios en el hogar cuando
ego tenía 15 años de edad.11 La utilización de índices de este tipo ha sido recomendada
como una medida proxy de riqueza relativa o recursos socioeconómicos de igual o mayor
valía que las medidas directas de ingresos (Filmer y Pritchett, 2001; Córdova, 2009).
Estas tres variables son integradas en un índice único estandarizado mediante la
técnica de análisis factorial por componentes principales.12 En el Cuadro 1 se presentan
medidas resumen de la variación de los componentes del  por cohorte de nacimiento.
En trabajos previos hemos encontrado que el  es un mejor predictor de los resultados
educativos y ocupacionales que la ocupación o escolaridad de los padres por separado,
por lo que permite obtener mediciones más apropiadas de la desigualdad de oportunida-
des (Solís, 2012).
11 Los activos y servicios incluidos son: televisión, automóvil o camioneta propios, estufa de gas o eléctrica,
refrigerador, lavadora de ropa, licuadora, agua entubada dentro de casa, consola, tocadiscos o reproduc-
tor de cintas o , teléfono jo, cámara fotográca, una enciclopedia, servicio doméstico, techo de loza
o concreto, baño dentro de la casa y calle exterior con pavimento.
12 Se calcularon índices estandarizados para cada cohorte de nacimiento, de modo que las variaciones por
cohorte en la escolaridad, en el status ocupacional y en el acceso a activos y servicios no alterasen las
medidas de posición relativa de los individuos en cada cohorte.
Cuadro 1
Características socioeconómicas de la familia de origen por quintiles del Índice de Orígenes
Sociales (IOS) y cohorte de nacimiento
Quintiles del IOS
0-20% 20-40% 40-60% 60-80% 80-100%
Promedio de escolaridad de los padres
Cohorte 1951-1953 0.3 1.8 2.9 4.4 8.5
Cohorte 1966-1968 0.9 2.6 3.8 5.9 9.8
Cohorte 1978-1980 2.1 3.6 5.8 7.4 12.0
ISEI promedio del padre
Cohorte 1951-1953 2327313548
Cohorte 1966-1968 24 28 30 34 52
Cohorte 1978-1980 25 30 32 37 52
Número promedio de activos o servicios*
Cohor te 1951-1953 0.3 1.6 4.5 7.1 11.4
Cohorte 1966-1968 1.4 4.9 8.0 10.5 12.5
Cohorte 1978-1980 3.0 6.9 8.9 11.1 13.0
* En el hogar de residencia a los 15 años de edad.
Fuente : Estimaciones propias a partir de los datos de la EDER 2011.
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Estructuración por edad del proceso...
Las condiciones de contexto sociodemográco se controlan mediante cuatro varia-
bles: a) la condición de corresidencia con los padres, que nos indica si en la edad en cues-
tión la persona entrevistada no corresidía con los padres, corresidía con solo uno de ellos
o corresidía con ambos padres; b) la condición de corresidencia con hermanos (correside
versus no correside); c) la situación marital (unido versus no unido); y d) una variable
de participación laboral, que nos indica si en la edad en cuestión la persona nunca había
trabajado, trabajaba, o no trabajaba pero ya había tenido experiencia laboral.13
Como señalamos antes, nuestra estrategia para identicar los efectos moduladores
de la desigualdad de la edad radica en obtener medidas de desigualdad especícas por
edad a lo largo del curso de vida. Esto se traduce en el ajuste de modelos de regresión
especícos por edad, los cuales adoptan la siguiente forma general:
Yi = β0i + β1i  + β2i  ()
donde:
Yi representa el valor esperado del resultado en cuestión en la edad “i”;
β0i es una constante;
β1i es un coeciente que reeja el efecto de los orígenes sociales () sobre el resul-
tado de interés en la edad “i”;
β2i es un coeciente (o conjunto de coecientes) que representan el efecto de la
cohorte de nacimiento  sobre el resultado de interés en la edad “i”.
A partir de esta ecuación, obtenemos estimaciones generales del nivel de desigual-
dad de oportunidades asociada a los orígenes socioeconómicos a cada edad i. Estas esti-
maciones derivan de la magnitud del coeciente β1i , es decir, del efecto del  sobre el
resultado Y para cada edad i controlando por los “efectos cohorte”.
Adicionalmente, podemos obtener estimaciones de la desigualdad de oportunidades
controlando por las mediaciones del contexto sociodemográco. Si denominamos
CONTEXTO al conjunto de variables sociodemográcas arriba mencionadas, esto impli-
caría ajustar una segunda serie de modelos con la siguiente forma:
Yi = β0i + β1i IOS + β2i COH + β3i CONTEXTO (2)
El contraste de β1i en (1) y (2) nos indica en qué medida el contexto sociodemográ-
co del entrevistado es un mediador de los efectos de los orígenes sociales.
A estos dos modelos puede agregarse un tercero, que explora posibles “efectos
cohorte” sobre el nivel general de desigualdad de oportunidades en la edad i:
Yi = β0i + β1i  + β2i  + β4i * ()
13 Por cuestiones obvias de endogeneidad, la condición de participación laboral no se incluye en los mode-
los en los que la variable dependiente es el logro ocupacional.
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En este caso, el coeciente β4i representa un “efecto de interacción”, a partir del cual
es posible establecer el grado en que los efectos de los orígenes socioeconómicos sobre los
resultados educativos y ocupacionales varían en el tiempo histórico.
Puede apreciarse que esta estrategia metodológica implica el ajuste de una gran
cantidad de modelos.14 Esto no es un problema desde el punto de vista computacional
–dados los avances en la potencia y en la sosticación de los paquetes estadísticos actua-
les–, pero sí lo es desde el punto de vista de la complejidad para la presentación de los
resultados. Por ello, hemos decidido concentrarnos exclusivamente en discutir las varia-
ciones estimadas por edad en los efectos del , que es el propósito central de este traba-
jo. Asimismo, en lugar de presentar los resultados de los coecientes de los modelos,
trabajaremos con los valores estimados a partir de dichos modelos para dos casos hipo-
téticos, uno situado en el percentil 90 del  (es decir, cerca de la cima de la estratica-
ción social) y otro ubicado en el percentil 10 (próximo a la base de la estraticación). Como
se verá enseguida, el uso de valores estimados y no de los coecientes nos permitirá reali-
zar representaciones grácas de los resultados y así simplicar notablemente la
exposición.15
Resultados
Asistencia escolar
En la Figura 2 presentamos cuatro grácos con el porcentaje de asistencia escolar por
edad y sexo, las probabilidades de asistencia escolar estimadas para el percentil 10 y 90
del Índice de Orígenes Sociales () y los riesgos relativos que derivan de estas probabi-
lidades. Las probabilidades y riesgos relativos provienen de modelos de regresión logística
en los que se incluye un control estadístico para la cohorte de nacimiento pero no para
las características sociodemográcas (de ahí que les llamemos “efectos generales”, tal
como especicamos en la Ecuación (1) discutida en la sección previa).
La asistencia escolar (Gráco 2.1) muestra el patrón esperado: luego de un incremen-
to entre los 6 y 7 años de edad (edades en las que la mayoría de los niños ingresan a la
escuela), la tasa de asistencia alcanza un máximo alrededor de los nueve años de edad y
luego decrece en la medida en que se incrementa la fracción de niños y jóvenes que dejan
la escuela, hasta llegar a valores cercanos a cero a los 25 años. Además, se aprecia que,
controlando por los efectos cohorte, las diferencias entre hombres y mujeres en la proba-
bilidad de asistencia escolar son mínimas.
14 Para cada edad se tienen que ajustar al menos seis modelos (tres para hombres y tres para mujeres) en
cada uno de los tres resultados, lo cual da un total de 18 modelos. Si se considera que se propone ajustar
modelos para las edades 6 a 30 en el caso de la asistencia escolar y la escolaridad y 15 a 30 en el del logro
ocupacional, el total de modelos a estimar rebasa el número de 350.
15 Los resultados completos de los modelos están disponibles mediante solicitud expresa al autor principal
de este trabajo mediante correo electrónico (psolis@colmex.mx).
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Estructuración por edad del proceso...
Dicha probabilidad varía fuertemente en función de los orígenes sociales (Grácos
2.2 y 2.3): para los jóvenes situados en el percentil 90 del  es muy alta y cercana a 1
prácticamente hasta los 15 años de edad, cuando comienza a caer gradualmente; en cam-
bio, entre los jóvenes situados en la parte baja de la estraticación social (percentil 10),
incluso a edades tempranas existen probabilidades de asistencia relativamente bajas, y la
caída es mucho más abrupta y prematura. La brecha absoluta alcanza su máximo cerca de
los 16 años de edad, es decir, en las edades que corresponden a la nalización de la edu-
cación secundaria y el inicio del bachillerato; a esta edad, se estima que cerca del 82% de
los hombres del percentil 90 asistía a la escuela, frente a solo el 18% de los del percentil 10.
Si utilizamos una medida relativa de desigualdad como el riesgo relativo (Gráco
2.4), encontraremos que la mayor desigualdad se registra más tarde, alrededor de los 20
años de edad, cuando el riesgo de asistencia escolar para los jóvenes del percentil 90
alcanza a ser casi ocho veces mayor que el de aquellos situados en el percentil 10. Esta
diferencia entre medidas absolutas y relativas, sin embargo, no altera la relación funda-
mental entre desigualdad en orígenes sociales y asistencia escolar, que muestra un
Figura 2
Asistencia escolar y efecto general del Índice de Orígenes Sociales
*Probabilidades y riesgos relativos estimados a partir de regresiones logísticas especícas por edad, controlando por la
cohorte de nacimiento. (Véase la Ecuación 1).
Fuente : Estimaciones propias a partir de datos de la EDER 2011.
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incremento signicativo en las edades “transicionales” y una posterior reducción a partir
de las edades en las que la salida masiva de la escuela de los jóvenes de estratos altos con-
tribuye a igualar su status de asistencia escolar con el de aquellos jóvenes de familias
desfavorecidas que salieron de la escuela a edades más tempranas.
En resumen, la representación gráca muestra que el efecto de las desigualdades
socioeconómicas sobre la asistencia escolar de las personas se estructura por edades. En
la medida en que la educación básica se ha expandido, la transición de salida de la escuela
se postergó a las edades que corresponden al ciclo de educación media (secundaria y
bachillerato, 12 a 18 años) y superior (18 a 22 años). Es en estas edades que se acumulan
las desigualdades socioeconómicas en la condición de asistencia escolar. Esto puede aso-
ciarse al hecho de que en las edades referidas no solo se concentra la salida de la escuela,
sino también tres transiciones entre niveles educativos en las que cantidades importantes
de niños y jóvenes salen de la escuela.16 En este sentido, el diseño institucional del sistema
educativo mexicano, al concentrar tres transiciones entre niveles en un periodo de la
trayectoria educativa de alto riesgo de desaliación escolar, también podría estar contri-
buyendo a la acumulación de las desigualdades.17
Otra posible explicación de la concentración de las desigualdades en las edades seña-
ladas es que los jóvenes de estratos bajos experimentan cambios en otros dominios del
curso de vida que los llevan a salir de la escuela a edades más tempranas, acentuando así
la brecha en asistencia escolar respecto de los jóvenes de estratos altos. En este sentido,
conviene preguntarse en qué medida la desigualdad socioeconómica se encuentra media-
da por características sociodemográcas, como la condición de corresidencia con los
padres o hermanos y la propia situación familiar, así como por la participación en el
mercado de trabajo.
Para evaluar lo anterior elaboramos la Figura 3, que contrasta los riesgos relativos de
asistencia escolar por edad, antes y después de ajustar por las características sociodemo-
grácas y laborales recién señaladas. Se observa, en primer lugar, que antes de los 16 años
de edad las características sociodemográcas no parecen mediar en ningún sentido sig-
nicativo los efectos de los orígenes sociales sobre la probabilidad de asistencia escolar.
Esto se expresa en el hecho de que los riesgos relativos ajustados y no ajustados son prác-
ticamente los mismos hasta esa edad.
En segundo lugar se aprecia, con más intensidad en el caso de los hombres, que a
partir de los 16 años se produce una ligera reducción de los efectos del  cuando se
controla por la situación familiar y laboral. Una revisión detallada de los resultados de los
16 Entre los 12 y los 18 años los niños/jóvenes mexicanos deben transitar de la escuela primaria a la se-
cundaria (12 años), de la secundaria a la educación media superior (15 años) y de la educación media
superior a la universidad (18 años). En cada una de estas transiciones, un número importante de jóvenes
deja la escuela.
17 Un diseño institucional alternativo sería, por ejemplo, unir en un solo ciclo de 6 años la educación media
básica y superior, es decir, integrar la secundaria y el bachillerato de tal manera que se suprima la tran-
sición entre estos dos niveles y se reduzca el riesgo de desaliación antes de terminar la media superior.
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Estructuración por edad del proceso...
modelos (no mostrados aquí) indica que esto se debe a diferencias en la composición
sociodemográca de la familia de origen (en particular en la condición de corresidencia
con padres y hermanos) entre los jóvenes de distintos estratos, siendo el factor fundamen-
tal el hecho de que una mayor proporción de jóvenes en los estratos bajos comienza a
unirse y a trabajar, estados ambos que compiten con la asistencia escolar. Esto nos lleva a
plantear que a partir de la juventud temprana los efectos acumulativos del origen
socioeconómico comienzan a expresarse no solo de forma directa, sino también de forma
indirecta, al propiciar la ocurrencia más temprana de otros eventos de la transición a la
vida adulta que llegan a interferir con la permanencia en la escuela.
Finalmente, sin perjuicio de lo antedicho, se observa que, incluso después de contro-
lar por los factores de contexto sociodemográco y la situación laboral, los efectos ajus-
tados siguen siendo de una magnitud importante. Es decir, con independencia de la
demografía del hogar y la situación laboral, las diferencias socioeconómicas en la familia de
origen constituyen un factor de primera importancia en la explicación de las diferencias
en la asistencia escolar durante las “edades transicionales”.
Al analizar las variaciones absolutas y relativas en las probabilidades de asistencia
escolar según cohortes de nacimiento (Figura 4), es posible identicar dos tendencias
importantes. Primero, se observa una clara reducción en las brechas absolutas y relativas
en edades tempranas (hasta aproximadamente los 16 años de edad); esta reducción se da
fundamentalmente entre las cohortes 1951-1953 y 1966-1968 y es de mayor magnitud
entre las mujeres. Segundo, y en tendencia contraria a la anterior, se advierte un incre-
mento en la desigualdad a partir de esas mismas edades para la cohorte 1978-1980.
Figura 3
Riesgos relativos generales y ajustados de asistencia escolar para el percentil 90 versus
el percentil 10 del Índice de Orígenes Sociales, por sexo*
* El efecto general se obtiene de modelos logísticos en los que solo se controla por la cohorte de nacimiento (Ecuación
1). El efecto ajustado corresponde a modelos en los que se controla, además de por la cohorte, por las características
sociodemográcas y la condición de ocupación (Ecuación 2).
Fuente : Estimaciones propias a partir de los datos de la EDER 2011.
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Aunque en términos absolutos este incremento es más acentuado para las mujeres, la
brecha relativa se amplía más para los hombres.
Esto nos indica que existe un desplazamiento de las desigualdades en la asistencia
escolar a etapas posteriores de las trayectorias educativas y, por lo tanto, a edades más
avanzadas. Este cambio en el locus de la desigualdad parece explicarse, con independen-
cia de otros factores, por la evolución diferenciada de la cobertura educativa en cada nivel
de escolaridad: en tanto que la cobertura escolar en el nivel primario casi se ha universa-
lizado, los incrementos en la cobertura en los niveles siguientes han sido de menor mag-
nitud, lo que da lugar a que las brechas socioeconómicas en la asistencia escolar se
expresen a edades más tardías (Mare, 1981; Shavit, Yaish y Bar-Haim, 1990; Raery y
Hout, 1993; Lucas, 2001; Hout, 2004; Hout y DiPrete, 2006). De tal suerte que la casi
universalización de la cobertura en la educación básica no ha implicado que se haya aba-
tido la desigualdad en la asistencia escolar en un sentido absoluto, sino que las desigual-
dades se han desplazado gradualmente hacia niveles educativos (y edades) posteriores.
Figura 4
Diferencia absoluta en probabilidades y riesgos relativos de asistencia escolar para el percentil 90
versus el percentil 10 del Índice de Orígenes Sociales, por cohorte de nacimiento*
* Efectos especícos por cohorte. (Véase la Ecuación 3).
Fuente : Estimaciones propias a partir de los datos de la EDER 2011.
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Estructuración por edad del proceso...
Años de escolaridad
La Figura 5 replica el ejercicio realizado en el apartado anterior, pero esta vez con los años
de escolaridad. En primer lugar, se observa que, a diferencia de lo que ocurre con la asis-
tencia escolar, en este caso la tendencia es de incremento con la edad (Gráco 5.1). Este
incremento es más rápido en edades tempranas, debido a que en esas edades la tasa de
asistencia es alta y la mayor parte de los niños contribuye con años de progresión escolar
en el promedio. Gradualmente, dicho incremento pierde fuerza en tanto aumenta la desa-
liación escolar y la fracción de jóvenes que sigue aportando al crecimiento del promedio
de escolaridad se hace más pequeña.
Mientras que la condición de asistencia escolar dene la inclusión/exclusión de los
niños y jóvenes en el estado de estudiante, los años de escolaridad alcanzados representan
Figura 5
Años de escolaridad y efecto general del Índice de Orígenes Sociales
* Años de escolaridad estimados a partir de regresiones lineales especícas por edad, controlando por la cohorte de
nacimiento. (Véase la Ecuación 1).
Fuente : Estimaciones propias a partir de los datos de la EDER 2011.
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la dimensión de logro en los resultados educativos. A este logro contribuye, por supuesto,
el hecho de tener una trayectoria de asistencia escolar más prolongada. Sin embargo, una
trayectoria escolar larga no necesariamente garantiza alta escolaridad, ya que esta puede
caracterizarse por intermitencias, rezagos escolares y repeticiones de grado. Además,
como vimos en la sección previa, la asistencia escolar se limita a una etapa especíca del
curso de vida, por lo cual carece de sentido realizar un análisis de desigualdad en asisten-
cia escolar una vez transcurrida esa etapa. En cambio, los años de escolaridad se acumu-
lan gradualmente a lo largo de la trayectoria educativa, por lo que cabría esperar que las
desigualdades asociadas al origen social, lejos de desaparecer, se incrementen con la edad.
Tal resultado es precisamente el que se observa en los Grácos 5.2 y 5.3, que presen-
tan los promedios de escolaridad estimados a cada edad para los percentiles 10 y 90 del
Índice de Orígenes Sociales. En las edades que corresponden al inicio de la trayectoria
escolar (antes de los 10 años), la diferencia en años de escolaridad entre ambos percentiles es
pequeña. Así, a los 10 años de edad la brecha estimada en el promedio de años de escola-
ridad entre el percentil 10 y el percentil 90 del  era apenas menor a un año. A medida
que se avanza en la trayectoria educativa, las diferencias comienzan a crecer, hasta alcan-
zar un punto máximo pasados los 20 años de edad. A esta edad, la distancia se amplía a
cerca de cinco años, y a la edad de 25 años, supera los seis años.
Este patrón etario de incremento de la desigualdad, que se resume en las diferencias
acumuladas del Gráco 5.4, se debe fundamentalmente a que los jóvenes de estratos altos
suman años de escolaridad por un tiempo bastante más prolongado, separándose cada
vez más en sus logros educativos de los jóvenes provenientes de familias menos favoreci-
das, hasta llegar a un punto en el curso de vida (entre los 20 y 25 años) en el que la gran
mayoría de los jóvenes, independientemente de su estrato socioeconómico, ya salieron de
la escuela, por lo que las brechas se estabilizan, aunque no desaparecerán por el resto del
curso de vida.
De este modo, a diferencia de lo que ocurre con la asistencia escolar, la desigualdad
en años de escolaridad sigue un patrón de efectos acumulativos, caracterizado por la
ampliación de pequeñas diferencias a medida que transcurren los años de transición a
la vida adulta.
En la Figura 6 se presentan las diferencias estimadas en años de escolaridad con y
sin controles estadísticos por la condición de corresidencia con padres y hermanos,
la situación conyugal y la situación laboral de los entrevistados. Llama la atención que la
magnitud de los efectos estimados del  cambia poco una vez que se introducen estos
factores. Esto sugiere que los efectos de las circunstancias socioeconómicas de la familia
de origen no son mediados ni por los patrones de corresidencia familiar, ni por la transi-
ción a la unión o el inicio de la vida laboral. Tal parece que se trata de efectos directos,
acumulativos con la edad, y con escasas mediaciones sociodemográcas.
En la Figura 7 se presentan los resultados de los modelos especícos por cohorte.
Destaca en primer lugar que, con respecto a la cohorte más antigua (1951-1953), en la
intermedia se reducen las brechas estimadas en años de escolaridad en prácticamente
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todas las edades. Esto sugiere que, en esa cohorte, el impacto de la desigualdad socioeco-
nómica sobre los logros educativos fue menor. Este resultado, sin embargo, no parece
responder a una tendencia que se haya mantenido en el tiempo. De hecho, al contrastar
lo que ocurre con la cohorte intermedia (1966-1968) y la más joven (1978-1980), se obser-
va una posible reversión de esta tendencia, más acentuada entre los hombres.
Figura 6
Diferencias generales y ajustadas en años de escolaridad para el percentil 90 versus
el percentil 10 del Índice de Orígenes Sociales, por sexo*
* Las diferencias generales se obtienen de modelos en los que solo se controla por la cohorte de nacimiento. (Véase la
Ecuación 1). Los efectos ajustados corresponden a modelos en los que se controla, además de por la cohorte, por las
características sociodemográcas y la condición de ocupación. (Véase la Ecuación 2).
Fuente : Estimaciones a partir de los datos de la EDER 2011.
Figura 7
Diferencia estimada en los años de escolaridad en el percentil 90 y el percentil 10 del Índice de
Orígenes Sociales, por cohorte de nacimiento*
* Efectos especícos por cohorte. (Véase la Ecuación 3).
Fuente : Estimaciones propias sobre los datos de la ED ER 2011.
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Logro ocupacional
Al analizar el logro ocupacional es necesario considerar dos cuestiones adicionales que
son irrelevantes en el análisis de la desigualdad en logros educativos pero que cobran
importancia en el ámbito ocupacional. La primera es que, además de identicar el efecto
neto de los orígenes sociales sobre el logro ocupacional, es útil analizar en qué medida
este efecto se encuentra mediado por la escolaridad (tal como lo plantean Blau y Duncan
en su modelo original), es decir, establecer cuál es el papel de la escolaridad como factor
mediador entre la desigualdad de origen y destino.
La segunda es que las mediciones de desigualdad en logros ocupacionales a distintas
edades dependen, en parte, de la selectividad del conjunto de personas que se encuentran
trabajando a cada edad. Así, por ejemplo, las características de los que trabajan a los 17
años de edad son distintas de las de quienes trabajan a los 25 años, de modo que una
comparación de los niveles de desigualdad en estas dos edades podría verse afectada por
estas diferencias. Por lo tanto, al comparar los niveles de desigualdad en logros ocupacio-
nales por edad, es necesario introducir una corrección por selectividad, que en este caso
se logra mediante el uso de modelos de selección tipo Heckman (Heckman, 1974 y 1979).
Estas dos cuestiones nos llevan a ajustar cuatro modelos: a) efectos generales “sin
ajustar” (solo  y cohorte); b) efectos ajustados por características sociodemográcas; c)
efectos ajustados por el contexto sociodemográco y la selectividad de la población ocu-
pada; y d) efectos ajustados por todo los factores anteriores más la escolaridad. Tal como
hicimos en los modelos de años de escolaridad, se trata de regresiones lineales, aunque en
este caso la variable dependiente es el valor del  asociado a la ocupación.
Los resultados se presentan en la Figura 8. Para los hombres, el modelo “sin ajustar”
(es decir, el que únicamente controla por la cohorte de nacimiento) muestra que la brecha
en logros ocupacionales se incrementa con la edad. Se observa que el mayor crecimiento
de las desigualdades en el  ocurre antes de los 25 años, para luego adoptar un patrón
más estable. En edades tempranas (15 años), la brecha en el  se estima en alrededor de
6 puntos; luego se incrementa a cerca de 10 puntos a los 20 años, a 14 puntos a los 25 y
casi a 15 puntos a los 30 años.
Es probable que el incremento acelerado de la desigualdad en logros ocupacionales
de los varones durante esta etapa inicial de sus trayectorias laborales se asocie a la acu-
mulación de desigualdades en escolaridad ya analizadas en la sección previa. Como
hemos visto, entre los 15 y los 25 años de edad se acumulan las mayores desigualdades
educativas, debido a que estas edades corresponden a la terminación de los ciclos de edu-
cación media y superior. La acumulación de ventajas educativas para los varones de
estratos altos implicaría que, a medida que aumenta la edad, estos tienen acceso a posi-
ciones de mayor jerarquía.
La evolución por edad de la desigualdad es menos clara en el caso de las mujeres,
pues parece descender hasta cerca de los 21 años para luego retomar una tendencia cre-
ciente similar a la de los varones. Como señalamos, las tendencias no ajustadas podrían
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Estructuración por edad del proceso...
reejar los efectos de las mediaciones del contexto sociodemográco y de la selectividad
de quienes trabajan a cada edad. Esto último es particularmente importante en el caso de
las mujeres, pues se sabe que en México su participación laboral es más variable a lo largo
del curso de vida que la de los varones y permanece fuertemente ligada a la unión y la
maternidad (Suárez, 1992; Ariza y Oliveira, 2005; Castro Méndez, 2004), de manera que
es esperable que el conjunto de mujeres que forman parte de la fuerza de trabajo cambie
signicativamente con la edad, en tanto a mayor edad se incrementa la proporción de
mujeres unidas y con hijos.
Las mediciones de desigualdad ajustadas por el contexto sociodemográco
(“Contexto”) y la selectividad (“Heckman”) nos sugieren que, de hecho, estos efectos
podrían explicar parte de las diferencias entre hombres y mujeres. Una vez controlados
los efectos de selectividad, la brecha en logros ocupacionales para las mujeres adopta un
patrón ascendente con la edad similar al de los varones, mientras que en los hombres los
efectos de contexto y selectividad son de poca magnitud.
No obstante, entre hombres y mujeres persisten dos diferencias importantes que
merecen destacarse. Primero, las brechas en logros ocupacionales asociadas al origen
social son más amplias para las mujeres desde edades muy tempranas. Incluso controlan-
do por el contexto demográco y corrigiendo por selectividad, la diferencia estimada
entre el percentil 10 y el percentil 90 del  a los 15 años de edad alcanza 14 puntos, frente
a solo 5 puntos en el caso de los hombres. Segundo, independientemente de la edad, la
desigualdad en logros ocupacionales es mayor en el caso de las mujeres. En conjunto,
estos rasgos sugieren que las provenientes de estratos sociales bajos se enfrentan a un
Figura 8
Diferencias estimadas en el ISEI entre el percentil 90 y el percentil 10 del Índice de Orígenes
Sociales, según distintos modelos
* Efectos ajustados únicamente por cohorte de nacimiento. (Véase la Ecuación 1).
** Efectos ajustados por cohorte de nacimiento y características sociodemográcas. (Véase la Ecuación 2).
*** Efectos ajustados por cohorte, características sociodemográcas y corrección por selectividad.
**** Efectos ajustados por cohorte, características sociodemográcas, selectividad y años de escolaridad.
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mayor “cierre” de oportunidades laborales desde temprana edad, el cual se prolonga a lo
largo de toda la adultez temprana. Este efecto de acentuación de la desigualdad es tan
notable que parece imponerse por encima del impacto acumulativo de la edad, hecho que
se reeja en que, en el caso de las mujeres, haya apenas un moderado incremento de las
desigualdades en logros ocupacionales a lo largo del tiempo.
Al ajustar por escolaridad, los efectos del  sobre el status ocupacional se reducen
de manera muy considerable (aunque no desaparecen del todo), al tiempo que se revierte
la asociación positiva entre edad y efectos del  que venía observándose en todos los
otros modelos. La reducción de los efectos del  era previsible, dados los resultados de
la investigación previa sobre el proceso de estraticación social en México, la cual nos
indica que el logro educativo es aún el factor mediador fundamental entre la posición
social de origen y el logro ocupacional (Balán, Browning y Jelin, 1977; Puga y Solís, 2010;
Brunet y Solís, 2012). En este sentido, podemos concluir que, una vez controlado el efecto
indirecto que ejercen los orígenes sociales a través de la escolaridad, su efecto directo es
de una magnitud menor. Por otra parte, la emergencia de una asociación negativa entre
edad y efectos del  cuando se controla por escolaridad nos indica que el incremento en
las brechas en logros ocupacionales observado en los modelos previos se explica funda-
mentalmente por el incremento en las brechas educativas. Por lo tanto, el logro educativo
destaca nuevamente como un mecanismo fundamental de acumulación y desventajas
sociales a lo largo del curso de vida.
Por último, en la Figura 9 presentamos la serie de medidas de desigualdad en logros
ocupacionales ajustadas por el contexto sociodemográco y corregidas por selectividad
para las distintas cohortes de nacimiento. A pesar de los saltos en las estimaciones, que
se deben a los tamaños reducidos de muestra, los modelos para los varones presentan
pocas variaciones en el patrón por edad de la desigualdad en logros ocupacionales, que
sigue siendo ascendente a medida que transcurre la edad. Con respecto a la magnitud de
la desigualdad, los cambios también son escasos, aunque sugieren una ligera disminución
a edades tempranas en la cohorte 1978-1980, que, sin embargo, no es sostenida una vez
que los entrevistados se acercan a los 30 años de edad. En el caso de las mujeres, destaca
la reducción a edades tempranas a partir de la cohorte 1966-1968, tendencia que ha lleva-
do a una mayor similitud en el patrón etario de la desigualdad en logros ocupacionales
de hombres y mujeres.
Discusión y conclusiones
En este artículo hemos revisado el proceso de logro ocupacional con una perspectiva
longitudinal, haciendo énfasis en la forma en que la intensidad de la asociación entre los
orígenes sociales y los destinos educativos y ocupacionales varía con la edad. Para ello,
ajustamos modelos de regresión especícos por edad que nos permitieron observar el
peso de las circunstancias sociales de origen (los “orígenes sociales”) sobre tres resultados
cruciales del proceso de estraticación: la asistencia escolar, el logro educativo y el logro
ocupacional. Cuatro preguntas han guiado nuestro análisis. A continuación discutimos
nuestros resultados en función de estas cuatro preguntas, para luego nalizar con
51
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algunos comentarios sobre las enseñanzas y nuevos retos que derivan de una aproxima-
ción longitudinal al proceso de estraticación social.
En primer lugar, ¿en qué medida la asistencia escolar, el logro educativo y el logro
ocupacional dependen de las circunstancias sociales de origen? La construcción del
Índice de Orígenes Sociales () nos ha permitido ensayar una respuesta empírica a esta
pregunta, que se encuentra en el fundamento de las discusiones contemporáneas sobre
desigualdad de oportunidades y transmisión intergeneracional de la desigualdad. Para la
asistencia escolar, podemos armar que las brechas socioeconómicas de origen constitu-
yen un factor explicativo de primera importancia, particularmente durante las “edades
transicionales” (incluso con una signicativa independencia de la demografía del hogar y
de la situación marital y familiar). Algo similar se observa con los años de escolaridad
y el logro ocupacional.
Pero nuestro interés se extiende más allá de identicar la asociación entre los oríge-
nes sociales y los logros educativos y ocupacionales. Nos hemos ocupado en explorar en
qué medida la edad constituye un factor estructurante de estas desigualdades. Esto nos
ha llevado a formular dos preguntas adicionales: ¿Es posible armar que la edad tiene
efectos “mediadores” sobre la desigualdad en logros educativos y ocupacionales? ¿Se trata
de efectos acumulativos o transicionales?
Tras los resultados del análisis, queda claro que existen interacciones entre la edad y
la desigualdad en indicadores educativos. Pero estas interacciones asumen un patrón muy
diferente según se observe la asistencia escolar, el logro en años de escolaridad o el logro
ocupacional: mientras que el primer resultado sigue un patrón transicional, en los otro
dos sigue uno de tipo acumulativo.
Figura 9
Diferencias en el ISEI entre el percentil 90 y el percentil 10 del Índice de Orígenes Sociales,
por cohorte de nacimiento*
* Efectos ajustados por el contexto sociodemográco y selectividad (modelo Heckman).
Fuente : Estimaciones propias a partir de los datos de la EDER 2011.
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En efecto, los modelos de asistencia escolar sugieren la existencia de un patrón de
desigualdad transicional: la desigualdad se magnica en edades transicionales, es decir,
en aquellas de mayor frecuencia de salida de la escuela, y es baja en torno a las edades
donde la mayoría asume el mismo comportamiento (por ejemplo, edades en las que se
asiste –9 años– o no se asiste –28 años–). En las “edades transicionales” las brechas en las
probabilidades de asistencia escolar se disparan dramáticamente en función de los oríge-
nes sociales. La desigualdad en la asistencia escolar tiende a acentuarse en las edades que
coinciden con las transiciones intermedias de la trayectoria educativa (transiciones de
primaria a secundaria, de secundaria a bachillerato y de bachillerato a educación supe-
rior) y a descender solo a partir de edades posteriores. Prácticamente no se identican
diferencias entre hombres y mujeres.
En cambio, en el análisis del logro en años de escolaridad se identica un patrón de
“efectos acumulativos” en el que las pequeñas brechas iniciales se ensanchan con el paso
del tiempo, en tanto se apilan los efectos del rezago y la desaliación escolar. Esto nos
sugiere la existencia de un proceso de acumulación de desigualdades en sentido estricto
(el llamado “efecto Mateo”, tal como lo denen DiPrete y Eirich, 2006). Este efecto acu-
mulativo se “apaga” lentamente a medida que la mayoría de los jóvenes ha salido de la
escuela, incluidos los de estratos socioeconómicos altos. Es solo entonces (casi a los 30
años de edad) que las brechas se estabilizan.
El análisis del logro ocupacional también sugiere la existencia de interacción con la
edad con un patrón de desigualdad de tipo acumulativo, aunque menos acentuado que
en los resultados educativos. Por ejemplo, en el caso de los hombres, se observó que el
mayor crecimiento de las brechas de  entre percentiles del  ocurre antes de los 25
años de edad, probablemente, por el efecto de acumulación de diferencias en años de
escolaridad en esas edades. Evidentemente, la temporalidad asociada a la adquisición
de credenciales educativas tiene su impacto sobre los niveles de desigualdad en logros
ocupacionales en las distintas edades. La importancia de la escolaridad como factor
mediador es tal que, una vez que controlamos las brechas por escolaridad, desaparece el
efecto acumulativo de la desigualdad por edad.
Por otra parte, si en la escolaridad no identicamos diferencias sustantivas entre
hombres y mujeres, el logro ocupacional es un caso aparte. A diferencia de los varones,
que claramente acumulan desigualdad a medida que avanza la edad, los modelos para
mujeres identican brechas muy acentuadas pero relativamente constantes a lo largo de
todas las edades consideradas. Esto nos sugiere que el peso de los orígenes sociales sobre
la desigualdad de logros ocupacionales de las mujeres se maniesta de manera intensa
incluso a edades tempranas, de modo que es menos claro que exista un proceso de acu-
mulación de desigualdades con la edad en sentido estricto.18 Por lo tanto, si existe un
efecto de la edad en la estructuración de las desigualdades en logros ocupacionales de las
18 Aunque este proceso de acumulación de desigualdades parece haberse acentuado en las cohortes más
jóvenes.
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mujeres, este efecto parece estar imbricado en dispositivos de género que son de activa-
ción temprana y de larga duración a lo largo de toda la etapa del curso de vida aquí
analizada.
Una cuarta cuestión tiene que ver con lo que hemos llamado “efectos de contexto”.
¿En qué medida los efectos del origen social están mediados por factores de contexto
sociodemográco, como la composición familiar y el estado marital? ¿Podemos identi-
car efectos del contexto histórico que se evidencian en maniestas diferencias entre las
cohortes de nacimiento?
Con respecto a los factores demográcos, nuestro análisis sugiere que las caracterís-
ticas de corresidencia familiar no parecen mediar de manera signicativa los efectos de
los orígenes sociales, aunque fue posible identicar algunos efectos a partir de la salida
de la infancia. Por ejemplo, se observa que los efectos de la desigualdad por orígenes
sociales sobre la asistencia escolar se reducen a partir de los 14 años cuando se controla
por la condición de corresidencia con los padres y la situación marital, lo cual podría
explicarse por el incremento paulatino de la proporción de jóvenes unidos en los estratos
bajos y los efectos negativos de esta transición temprana en la asistencia escolar. No obs-
tante, en términos generales, las mediaciones de contexto sociodemográco familiar son
débiles, lo cual nos advierte sobre la necesidad de investigar más a fondo hasta qué punto
las condiciones de desigualdad socioeconómica afectan los resultados educativos y ocu-
pacionales mediante mecanismos distintos a la composición demográca de la familia.19
Por otro lado, identicamos “efectos cohorte” signicativos en la desigualdad en
asistencia escolar. El incremento en la cobertura escolar ha generado un desplazamiento
de esas desigualdades hacia edades más tardías. Este resultado es consistente con las tenden-
cias que se han observado en otros países con avances en la cobertura educativa (Shavit y
Blossfeld, 1993; Raery y Hout, 1993). Lo que este cambio revela es que existe una asocia-
ción entre la cobertura de los niveles educativos y la desigualdad en asistencia escolar. En
tanto la asistencia a los distintos niveles educativos se encuentra regulada por la edad, es
esperable que, al incrementarse la cobertura más rápidamente en los niveles básicos que
en los intermedios y avanzados, la desigualdad en asistencia escolar se desplace a las eda-
des que corresponden a estos últimos niveles. Es este tipo de “institucionalización por
edad” de la desigualdad el que surge a la luz con un análisis como el que aquí hemos
propuesto.
También fue posible encontrar algunos cambios por cohorte en la desigualdad en los
años de escolaridad y en el status ocupacional. Con excepción del logro educativo de las
mujeres, en donde hay un aparente cambio de tendencia en la estructuración por edad de
19 Al mismo tiempo, debemos reconocer que, en este aspecto, nuestros resultados están lejos de ser conclu-
yentes. Los datos disponibles solo nos permiten realizar una aproximación muy elemental a los factores
de contexto familiar, pues se limita a los patrones de corresidencia familiar y deja de lado aspectos diná-
micos y procesuales de las condiciones familiares que probablemente tienen efectos mediadores impor-
tantes. En este sentido, sería necesario contar con mejores fuentes de datos longitudinales para así poder
profundizar en el análisis de los efectos de dicho contexto sobre los logros educativos y ocupacionales.
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la desigualdad hacia un patrón más parecido al de los varones, los “efectos cohorte” pare-
cen ser más de “intensidad” que de “calendario”, es decir, estar más relacionados con el
nivel de la desigualdad que con su patrón por edad. En general, con respecto a la cohorte
más antigua (1946-1948), se observa una tendencia hacia la reducción de las desigualdades,
tanto en logros educativos como ocupacionales. No obstante, es difícil establecer si tales
cambios representan una tendencia permanente. Las brechas educativas se incrementan
ligeramente en la cohorte más joven (1978-1980) con respecto a la intermedia (1966-1968),
y la reducción de las desigualdades en logros ocupacionales ocurre solo a edades tempra-
nas, pero se mantiene en niveles similares a medida que los entrevistados alcanzan los 30
años de edad.
En un plano más general y más allá de los resultados empíricos recién descritos,
creemos que el desarrollo de una aproximación longitudinal al proceso de estraticación
social ha sido importante para avanzar hacia una incorporación de la perspectiva del
curso de vida en los estudios de estratificación y movilidad social. Como señalamos
al inicio del trabajo, la aproximación clásica a dicho proceso es inherentemente longitu-
dinal, aunque no incorpora de manera explícita los “efectos edad”. Al enfatizar estos
efectos en nuestro análisis, podemos concluir no solo que la desigualdad educativa y la
ocupacional varían sustantivamente con la edad, sino también que estas variaciones
siguen patrones sistemáticos.
Identicamos dos tipos de patrones etarios de la desigualdad: uno “acumulativo” y
otro “transicional”. La existencia de un patrón acumulativo implica que las diferencias
son pequeñas a edades tempranas y crecen en el transcurso del curso de vida (ya sea que
este incremento sea permanente o que continúe hasta alcanzar un máximo persistente).
Por su parte, un patrón transicional implica que las desigualdades se magnican en eda-
des especícas, para luego descender de manera signicativa. La identicación de estos
dos patrones es importante no solo desde un punto de vista analítico, sino también para
el diseño de políticas públicas destinadas a abatir la desigualdad: mientras que un patrón
transicional llama a una estricta focalización por edad de estas políticas, un patrón acu-
mulativo implica una atención temprana y permanente de las desigualdades.
No obstante lo anterior, cabe destacar que no hay que sobredimensionar la distin-
ción entre ambos patrones, ya que deben entenderse como complementarios más que
como opuestos. Así, por ejemplo, el patrón transicional que caracteriza a la desigualdad
por edad en la asistencia escolar puede entenderse como el resultado de trayectorias esco-
lares de distinta duración, y, por lo tanto, tiene una conexión causal con la acumulación
de desigualdades en logros educativos en el transcurso del curso de vida.
Por último, la identicación de estos patrones lleva a preguntas que pueden motivar
investigaciones posteriores. Una de ellas es si la mezcla de patrones transicionales y acu-
mulativos es un rasgo inherente al proceso de estraticación social en las sociedades
contemporáneas o una característica particular del caso mexicano. Otra pregunta es si
otras dimensiones de la desigualdad (como la desigualdad en los ingresos, la acumulación
55
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de activos, la salud, etc.) siguen patrones transicionales o acumulativos como los que aquí
hemos descrito.
Para avanzar en estas cuestiones, es necesario desarrollar una agenda comparativa
entre países y extender el análisis a otras dimensiones de la desigualdad. Evidentemente
el principal obstáculo de esta agenda en América Latina es que existen pocas fuentes de
datos longitudinales –ya sea basadas en estudios de panel o en encuestas retrospectivas
como la – que proporcionen información detallada sobre los logros educativos y
ocupacionales a lo largo del curso de vida (por no mencionar otras dimensiones de la
desigualdad). Es en el desarrollo de estas fuentes de información donde debe enfocarse
durante los próximos años el esfuerzo conjunto de demógrafos y sociólogos interesados
en los procesos de reproducción intergeneracional de la desigualdad.
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  • [Show abstract] [Hide abstract] ABSTRACT: El propósito de este trabajo es analizar la relación entre el comportamiento productivo y reproductivo de las diferentes cohortes de mujeres, en tres etapas del ciclo vital familiar, en México y España. Para ello, se utilizan: la Encuesta Nacional sobre Fecundidad y Salud (1987) de México y la Encuesta de Fecundidad (1985) de España. Con la información relativa a la actividad laboral de las mujeres en tres etapas del ciclo vital (antes del matrimonio, entre el matrimonio y el nacimiento del primer hijo, y en la fecha de la entrevista), se elaboraron ocho trayectorias familia-laborales. Los resultados obtenidos muestran algunas pautas comunes en el comportamiento reproductivo y laboral de las mujeres mexicanas y españolas que tenían entre 25 y 29 años al momento de la entrevista, y que son las que mejor compatibilizan su actividad laboral y su desarrollo familiar.
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  • Article · Sep 2010
  • Full-text · Chapter · Jan 2010 · Social Science Research
  • Article · Jan 2009 · Social Science Research
  • [Show abstract] [Hide abstract] ABSTRACT: This paper provides operational procedures for coding internationally comparable measures of occupational status from the recently published International Standard Classification of Occupation 1988 (ISCO88) of the International Labor Office (ILO, 1990). We first discuss the nature of the ISCO88 classification and its relationship to national classifications used around the world and also to its predecessor, ISCO68 (ILO, 1969), which has been widely utilized in comparative research. We argue that comparative research would gain much from adopting ISCO88 as the standard tool of classification and provide guidance on how to do this. We then outline the procedures we have used to generate new standard recodes for three internationally comparable measures of occupational status: Treiman's Standard International Occupational Prestige Scale (SIOPS), Ganzeboom et al.'s International Socio-Economic Index of Occupational Status (ISEI), and Erikson and Goldthorpe's class categories (EGP). To update the SIOPS prestige scores we have directly matched the occupational titles in the SIOPS scale to the categories of the ISCO88 classification. For ISEI scores we have replicated the procedure used to create scores for the ISCO68 categories, employing the same data but using newly developed matches between the underlying national occupational classifications and ISCO88. To construct the EGP class codes we have mapped the ISCO88 occupation categories into a 10-category classification developed by the CASMIN project for a 12-country analysis. To validate these scales, we estimated parameters of a basic status-attainment model from an independent source of data: the pooled file from the International Social Justice Project (a large international data file that combines data from sample surveys in 14 countries). Estimates based on occupational status scales derived from ISCO88 and ISCO68 are highly similar.
    Full-text · Article · Sep 1996
  • [Show abstract] [Hide abstract] ABSTRACT: This paper provides operational procedures for coding internationally comparable measures of occupational status from the recently published International Standard Classification of Occupation 1988 (ISCO88) of the International Labor Office (ILO, 1990). We first discuss the nature of the ISCO88 classification and its relationship to national classifications used around the world and also to its predecessor, ISCO68 (ILO, 1969), which has been widely utilized in comparative research. We argue that comparative research would gain much from adopting ISCO88 as the standard tool of classification and provide guidance on how to do this. We then outline the procedures we have used to generate new standard recodes for three internationally comparable measures of occupational status: Treiman's Standard International Occupational Prestige Scale (SIOPS), Ganzeboom et al.'s International Socio-Economic Index of Occupational Status (ISEI), and Erikson and Goldthorpe's class categories (EGP). To update the SIOPS prestige scores we have directly matched the occupational titles in the SIOPS scale to the categories of the ISCO88 classification. For ISEI scores we have replicated the procedure used to create scores for the ISCO68 categories, employing the same data but using newly developed matches between the underlying national occupational classifications and ISCO88. To construct the EGP class codes we have mapped the ISCO88 occupation categories into a 10-category classification developed by the CASMIN project for a 12-country analysis. To validate these scales, we estimated parameters of a basic status-attainment model from an independent source of data: the pooled file from the International Social Justice Project (a large international data file that combines data from sample surveys in 14 countries). Estimates based on occupational status scales derived from ISCO88 and ISCO68 are highly similar.
    Full-text · Article · Sep 1996
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January 2012 · Estudios sociológicos (Mexico City, Mexico)
    Los trabajos sobre desigualdad social en América Latina han estudiado principalmente la desigualdad de condición, dejando de lado los mecanismos que contribuyen a la persistencia de la desigualdad a lo largo del tiempo. Se ha sugerido que para identificar estos mecanismos es necesario analizar la desigualdad de oportunidades; es decir, la forma en que las brechas de origen en circunstancias... [Show full abstract]
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    January 2011 · Estudios sociológicos (Mexico City, Mexico)
      El objetivo principal del estudio "Desigualdad y movilidad social en la ciudad de México" es identificar los patrones emergentes de movilidad social observados en la ciudad de México en el contexto de los cambios estructurales experimentados desde finales de los años ochenta. Es común escuchar que la instauración del modelo económico neoliberal ha generado mayor desigualdad social,... [Show full abstract]
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      December 2013 · Revista Mexicana de Investigacion Educativa
        Resumen: En este artículo analizamos la transición de la educación secundaria a la media superior (EMS) en el Distrito Federal (México). Un buen número de jóvenes abandona la escuela en este periodo, por lo que es importante entender cuáles son los factores que influyen en este fenómeno. Para ello, proponemos un esquema analítico que descompone el proceso de transición en cuatro fases... [Show full abstract]
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        January 2013 · Estudios sociológicos (Mexico City, Mexico)
          En este trabajo se estudian los efectos de las condiciones socioeconómicas de la familia de origen sobre las transiciones entre niveles educativos en México. Se analiza la “desigualdad vertical”, es decir, la continuidad o desafiliación escolar en el tránsito entre niveles educativos, así como la “desigualdad horizontal”, o sea la asignación de los niños y jóvenes a opciones educativas... [Show full abstract]
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