INTRODUCCIÓN

En su obra La Reproducción. Elementos para una Teoría del Sistema de Enseñanza, Bourdieu y Passeron (1970) expusieron las bases de la denominada teoría de la reproducción cultural. Para los autores, el sistema educativo contribuye a la reproducción de la estructura de relaciones simbólicas y materiales entre clases sociales (reproducción social) a través de su papel en la reproducción de la estructura de distribución del capital cultural (reproducción cultural). Para ello, el sistema educativo se constituye como un campo —una esfera de acción regulada por normas específicas— donde se requiere tanto familiaridad con la cultura dominante que regula el campo (capital cultural) como un sistema de disposiciones para la acción que permita desarrollar estrategias exitosas en dicho campo (habitus).

En efecto, la transmisión de capital cultural en el ámbito doméstico es para Bourdieu (1986) la inversión educativa mejor escondida y más determinante para los procesos de estructuración social. No obstante, no existe consenso sobre la manera en que la posesión de capital cultural genera ventajas en el campo escolar. Hay para quienes el capital cultural funciona como una marca cultural que los docentes reconocen en las aulas, promoviendo el rendimiento académico y la ambición formativa de los jóvenes que exhiben los rasgos culturales de la clase dominante (Bourdieu, 1979; DiMaggio, 1982). En cambio, para otros autores el capital cultural remite a un conjunto de recursos, información y habilidades académicas directamente relacionadas con un mejor rendimiento en las escuelas (Bourdieu y Passeron, 1970; Farkas et al., 1990).

A su vez, tampoco existe consenso sobre qué alumnos sacan un mayor partido de disponer de capital cultural en el campo escolar. En el modelo de reproducción cultural planteado por Bourdieu (1973), el capital cultural requiere para ser activado de un habitus apropiado, de modo que son los alumnos de clases medias y altas quienes obtienen una mayor rentabilidad del capital cultural. En cambio, en el modelo de movilidad cultural planteado por DiMaggio (1982) se afirma que una unidad adicional de capital cultural supone un incremento mayor de rendimiento cuando el volumen inicial es bajo, lo que ocurre más frecuentemente entre el alumnado de clase trabajadora.

A pesar de que muchas investigaciones han analizado la interacción entre el origen social y la posesión de capital cultural en distintos países, ningún estudio previo lo ha hecho en el caso español. Y a pesar de que también son numerosos los trabajos que han analizado distintas definiciones y dimensiones del capital cultural, ninguno de ellos ha estudiado la interacción de las distintas formas de capital cultural con el origen social. El presente trabajo se propone rellenar tales vacíos utilizando la muestra española del estudio internacional PISA 2000, y así examinar la productividad de distintas formas de capital cultural en función de la extracción social del alumnado. Para ello, se emplean distintos modelos de efectos fijos a nivel centro con los que analizar el rendimiento en las pruebas PISA y se operacionalizan cuatro indicadores diferentes descriptivos del capital cultural del alumno.

En cuanto a la estructura del artículo, en la siguiente sección se presenta el marco teórico del estudio, donde se describen los modelos de reproducción y movilidad cultural, las distintas definiciones de capital cultural habituales en los estudios empíricos de inspiración bourdiana y las hipótesis del estudio. Después se presenta la fuente de información utilizada, se detallan las variables que se emplearán en el estudio y se explicitan los modelos que permitirán determinar si el efecto del origen social sobre el rendimiento opera a través de la posesión de capital cultural y si el origen social y el rendimiento interaccionan en la predicción del rendimiento. Los resultados son expuestos en la siguiente sección junto con distintas pruebas de robustez, para finalmente presentar las conclusiones principales del estudio.

Marco teórico

Los modelos de reproducción y movilidad cultural

A lo largo de los años 50 y 60, las teorías funcionalistas de la modernización plantearon que el proceso de industrialización y modernización de las sociedades genera nuevas necesidades sociales que exigen que el mérito individual (acreditado a través de titulaciones académicas) sustituya a la adscripción social como criterio de localización en la estructura social (Bell, 1972; Blau y Duncan, 1967; Treiman, 1970). El sistema educativo se convertiría así en una institución crucial en las sociedades modernas porque ofrece la capacitación requerida para ocupar cada una de las distintas posiciones sociales, selecciona quién es apto para desarrollar de forma óptima las funciones confiadas a tales posiciones y socializa a cada individuo de la manera adecuada pensando en la función que está llamado a desempeñar para la sociedad (Parsons, 1971).

No obstante, a finales de la década de los años 60 surgió una corriente crítica con tales planteamientos. Varios autores adscritos al marxismo estructural, cuyas aportaciones han sido recogidas bajo la rúbrica de teorías de la reproducción social, mantuvieron que el sistema educativo no era una institución neutra garante de una sociedad meritocrática, sino una institución que refleja e inculca la ideología y cultura dominantes, contribuyendo así a la reproducción de las relaciones de poder y a la satisfacción de las necesidades del sistema capitalista. Las teorizaciones de Althusser (2014) sobre los aparatos ideológicos del Estado, la teoría de la correspondencia de Bowles y Gintis (1985) o la teoría de la doble red escolar de Baudelot y Establet (1976) son los máximos exponentes de dicha corriente.

Otros autores pusieron mayor énfasis en el plano cultural, donde destacan la teoría de los códigos lingüísticos de Bernstein (1981) y la teoría de la reproducción cultural, expuesta de manera sistemática por primera vez en la obra La Reproducción. Elementos para una Teoría del Sistema de Enseñanza de Bourdieu y Passeron (1970).

Para Bourdieu y Passeron (1970), el sistema educativo contribuye a la reproducción de la estructura de relaciones simbólicas y materiales entre clases sociales (reproducción social) a través de su papel en la reproducción de la estructura de distribución del capital cultural (reproducción cultural). La posesión inicial de capital cultural genera ventajas educativas que facilitan la institucionalización del capital cultural propio (el éxito escolar), favoreciendo así la reproducción de la estructura de distribución de capital cultural. En tanto que el logro académico es un criterio básico de asignación de la fuerza de trabajo en las sociedades modernas, esa reproducción de la estructura de distribución del capital cultural lleva a la reproducción de las estructuras sociales.

De acuerdo con Bourdieu (1986), el capital cultural puede presentarse bajo tres estados: incorporado, en la forma de disposiciones culturales duraderas; objetivo, en la forma de bienes y prácticas culturales; e institucionalizado, en la forma de credenciales académicas. Dichas formas de capital cultural son transmitidas y activadas por los progenitores y puestas en práctica en el campo escolar por los alumnos, si bien su transformación en una ventaja educativa requiere haber incorporado un habitus apropiado (Gaddis, 2013; Jaeger, 2009; Lareau & Horvat, 1999), esto es, un sistema de disposiciones para la acción que permita desarrollar estrategias exitosas en el campo escolar. Expresado de otra forma, la posesión de capital cultural es tanto más rentable en el campo escolar cuanto mayor sea la coherencia entre las estructuras objetivas que regulan el campo y las estructuras subjetivas que estructuran la mente del individuo (el habitus). Es por ese motivo que las clases sociales dominantes no solo disponen de más capital cultural, sino que, además, son capaces de sacar mayor partido de él.

DiMaggio (1982) denominó a la propuesta de Bourdieu modelo de reproducción cultural, donde la mayor posesión de capital cultural de las clases dominantes ofrece ventajas educativas que facilitan la institucionalización de su propio capital cultural. Como resultado, la práctica escolar favorece las dinámicas de reproducción cultural y, a través suya, la reproducción de las estructuras sociales. Frente a dicho posicionamiento, DiMaggio (1982) consideró que, dada la escasez de capital cultural en los contextos educativos en los participan los alumnos de clase trabajadora, debieran ser ellos quienes sacasen mayor provecho de una unidad adicional de capital cultural. DiMaggio denominó su propuesta modelo de movilidad cultural, argumentando que, dado que el capital cultural reporta mayores retornos a los alumnos de clase trabajadora, sería posible observar dinámicas de movilidad educativa ascendente a pesar de que la distribución de capital cultural se concentrase entre los alumnos de extracción social alta.

Desde un punto de vista metodológico, ambos modelos plantean que el capital cultural tiene un efecto positivo sobre el rendimiento, así como que el origen social es un moderador en la relación entre capital cultural y rendimiento. No obstante, mientas que el modelo de reproducción cultural plantea que el efecto positivo del capital cultural sobre el rendimiento académico es mayor cuanto más alta es la extracción social del alumno, el modelo de movilidad cultural argumenta que ese efecto positivo es mayor para los alumnos de extracción social baja.

Son muchos los trabajos que han analizado dicha interacción a nivel internacional. No obstante, no existe consenso sobre su signo. Algunos estudios han ofrecido resultados favorables al modelo de reproducción cultural, observando un efecto más intenso del capital cultural sobre el rendimiento entre los alumnos de extracción social alta (Aschaffenburg & Maas, 1997; Jæger & Møllegaard, 2017; Puzić et al., 2016; Roscigno & Ainsworth-Darnell, 1999; Xu & Hampden-Thompson, 2012). En cambio, otros trabajos han obtenido resultados que avalan el modelo de movilidad cultural al haber encontrado que la relación entre capital cultural y rendimiento es más intensa para los alumnos de extracción social baja (Andersen & Jæger, 2015; Blaskó, 2003; Cincinnato et al., 2016; De Graaf et al., 2000; DiMaggio & Mohr, 1985; Dumais, 2006b, 2006a; Jæger & Karlson, 2018). Desafortunadamente, ningún estudio previo ha puesto a prueba ambos modelos en el caso español.

¿Qué es y cómo genera ventajas el capital cultural en el campo escolar?

Tales resultados contradictorios podrían deberse, en parte, a la distinta operacionalización del capital cultural llevada a cabo en dichos trabajos. En efecto, en la literatura empírica de inspiración bourdiana no existe consenso al respecto de qué es el capital cultural, cómo debe medirse y cómo se transforma en una ventaja educativa. Por un lado, el propio DiMaggio (1982) inició una corriente de investigación apoyada en la noción weberiana de cultura de estatus, donde el capital cultural es identificado con las prácticas, gustos y estilos propios de la alta cultura (highbrow culture) tales como la participación en actividades relacionadas con el arte, la música clásica, el teatro o la literatura. Dicha definición ha sido posteriormente ampliada para incluir estilos de crianza de los hijos, hábitos comunicativos en el hogar o la participación en actividades extraescolares también expresivos de la participación en esa cultura dominante (Barone, 2006; Bodovski, 2010; Lareau, 2003; Tramonte y Willms, 2010).

El capital cultural actuaría entonces como una marca cultural que los docentes interpretan como excelencia académica, promoviendo así el rendimiento y la ambición formativa de aquellos estudiantes que exhiben las disposiciones culturales dominantes (DiMaggio, 1982; DiMaggio & Mohr, 1985; Jæger & Møllegaard, 2017; Mikus et al., 2020). Dicha definición se encuentra en clara sintonía con lo planteado por Bourdieu (1979) en La Distinción, para quien el capital cultural es empleado por la clase dominante como una marca cultural de la que los individuos deducen distancia o proximidad, y a partir de la cuál es posible monopolizar privilegios y reclutar nuevos ocupantes para las posiciones más deseadas de la estructura social.

Por otro lado, distintos investigadores han entendido el capital cultural como un conjunto de herramientas, información y habilidades cognitivas útiles en el campo escolar que ejercen un efecto directo sobre el rendimiento académico del alumno (Boone & Van Houtte, 2013; Breinholt & Jæger, 2020; Farkas et al., 1990; Seghers et al., 2019; Sullivan, 2007). Ese capital cultural es útil en el campo escolar porque los parámetros de excelencia en dicho campo son definidos de acuerdo con la cultura de la clase dominante (Bourdieu y Passeron, 1970). En palabras de Swidler (1986, p. 275), “uno no puede buscar el éxito en un mundo donde las habilidades, estilos y conocimientos le son escasamente familiares. Haría mejor en optar por una línea de acción para la cual cuenta con el equipamiento cultural necesario”. De forma similar, Lareau & Weininger (2003, p. 598) reivindicaron una definición de capital cultural que tuviese en cuenta “la imposición directa o indirecta de normas evaluativas que favorecen a los alumnos o a las familias de una particular configuración social”. Y también en esa línea Nash (2005) propuso la idea de habitus cognitivo (en el sentido de capital cultural incorporado), remitiendo a aquellas disposiciones y esquemas mentales resultantes del proceso de socialización que facilitan las operaciones cognitivas requeridas en las escuelas.

En particular, son muchos los trabajos que han operacionalizado el capital cultural a través del hábito lector del alumno. Un mayor hábito lector está relacionado con el desarrollo de habilidades como la comprensión lectora, la capacidad redactora, la expresión oral o la síntesis de ideas, lo que ulteriormente está asociado con mejoras significativas de rendimiento (Blaabæk, 2020). Distintas investigaciones han utilizado el hábito lector como un indicador de capital cultural y han observado que media la acción del origen social sobre el rendimiento en la escuela y el logro académico del alumno (Breinholt & Jæger, 2020; De Graaf et al., 2000; De Graaf & De Graaf, 2002; Sullivan, 2001, 2007).

No obstante, hay autores que consideran que ambas definiciones representan tan solo dos dimensiones complementarias de la familiaridad con la cultura legítima en las escuelas. De esta forma, el capital cultural cumpliría tanto una función simbólica en el campo escolar como una función de generación de habilidades académicas (Mikus et al., 2020; Puzić et al., 2019). Asimismo, distintos trabajos empíricos han distinguido entre una dimensión material o estática del capital cultural basada en la posesión de bienes y recursos culturales, y otra dimensión relacional basada en los hábitos comunicativos en el hogar y la participación en actividades culturales (Barone, 2006; Puzić et al., 2016; Roksa & Robinson, 2017; Tramonte & Willms, 2010; Xie & Ma, 2019). No obstante, y a pesar de que muchas de las investigaciones citadas han trabajado conjuntamente con distintas definiciones de capital cultural, ningún trabajo previo ha estudiado simultáneamente la interacción de estas distintas formas de capital cultural con el origen social en la predicción del rendimiento académico.

Hipótesis de trabajo

El objetivo que se persigue en el presente estudio es poner a prueba los modelos de reproducción y movilidad cultural en el caso español empleando distintas operacionalizaciones del capital cultural. Para ello, se plantea el siguiente conjunto de hipótesis.

En primer lugar, es de esperar que las familias de extracción social alta dispongan de más capital cultural que las familias de extracción social baja, independientemente de qué operacionalización escojamos para el capital cultural:

Hipótesis 1. La distribución de capital cultural está condicionada por la extracción social del alumno.

En segundo lugar, esa distribución desigual de capital cultural debe explicar parte del efecto del origen social sobre el rendimiento académico:

Hipótesis 2. El capital cultural es un mediador en la relación entre origen social y rendimiento.

Por último, el origen social actuará como un moderador del efecto del capital cultural sobre el rendimiento. De acuerdo con el modelo de reproducción cultural, los alumnos de extracción social alta sacan mayor partido al capital cultural que sus compañeros de extracción social baja:

Hipótesis 3a. La relación entre capital cultural y rendimiento es más intensa cuanto más alta es la extracción social.

En cambio, el modelo de movilidad cultural anticipa que, dada la escasez relativa de capital cultural entre los alumnos de extracción social baja, son estos últimos quienes sacan mayor partido de una unidad adicional de capital cultural:

Hipótesis 3b. La relación entre capital cultural y rendimiento es más intensa cuanto más baja es la extracción social.

Datos y metodología del estudio

Fuente de información

En el presente trabajo se explota información del estudio PISA (Programme for the International Student Assessment) llevado a cabo cada tres años por la OCDE (Organización para la Cooperación y el Desarrollo) desde el año 2000. En el estudio se evalúa el desarrollo de las competencias lectora, matemática y científica de alumnos de 15 años. En todas las oleadas se evalúan las tres competencias, pero en cada una se hace especial hincapié en una competencia concreta. La competencia elegida en el año 2000 fue la lectora, en el año 2003 fue la matemática y en el 2006 la científica, repitiéndose ese orden en las sucesivas oleadas.

Para el presente trabajo se ha escogido la oleada del año 2000. Si bien es cierto que es la más antigua, también es aquella donde se dispone de más información sobre el capital cultural, de modo que es posible poner a prueba de manera simultánea un mayor número de operacionalizaciones del capital cultural que con cualquiera de las oleadas posteriores. Asimismo, la oleada del año 2000 es aquella en la que se recogió más información sobre las características del hogar del alumno, permitiendo un mejor control de los resultados.

España participó en PISA 2000 con una muestra de 3.427 estudiantes, lo que incluyó muestras representativas en tres comunidades autónomas: Castilla y León, Cataluña y País Vasco. A fin de corregir las desproporciones que ello introduce en la muestra nacional y abordar la no respuesta de algunos centros y alumnos, se ponderan los resultados utilizando los pesos finales del alumno incluidos en la base de datos PISA 2000 (Jerrim et al., 2017).

En cuanto a la selección del alumnado participante en el estudio, la muestra de PISA se construye en dos etapas: en la primera se selecciona el conjunto de centros en cada región que participarán en el estudio y en la segunda se selecciona una muestra de alumnos de 15 años dentro de cada centro. A fin de tener en cuenta el diseño muestral de PISA y el hecho de que los alumnos de un mismo centro son más parecidos entre sí que los alumnos de centros distintos, se clusterizan los errores a nivel centro en los distintos modelos multivariables (Abadie et al., 2017).

Variables en el estudio

La variable dependiente del estudio es el rendimiento en las pruebas PISA, para las cuales la OCDE se apoya en la denominada Teoría de la Respuesta al Ítem. Dada la extensión de los cuestionarios PISA, cada alumno responde únicamente a un subconjunto del total de preguntas. Con las respuestas de todos los participantes se construye una distribución posterior de resultados en cada competencia y de dicha distribución se extrae un número de valores plausibles en lectura, matemáticas y ciencias para cada estudiante. Tales valores plausibles pueden interpretarse como resultados probables en caso de que el alumno hubiese realizado el cuestionario completo de PISA. Dado que en la oleada del año 2000 la competencia central fue la lectura, el análisis principal se realiza con el primer valor plausible de la competencia lectora. Se emplea un único valor plausible porque, de acuerdo con el manual de PISA, en muestras grandes es irrelevante si se emplea uno o los cinco valores plausibles (OECD, 2009). No obstante, se replican los análisis utilizando los cinco valores plausibles de lectura y empleando los resultados en la prueba de competencia matemática como pruebas de robustez de las conclusiones.

Las dos variables independientes principales en el estudio son el origen social y el capital cultural del alumno. Para operacionalizar el origen social se ha utilizado su clase social. Para ello, se considera la ocupación de sus dos progenitores y se emplea el método de la dominancia (se utiliza la ocupación de mayor prestigio entre ambos progenitores). La información fue recogida por la OCDE utilizando la clasificación de ocupaciones normalizada ISCO-88, a partir de la cual se ha construido el esquema de cases EGP (Erikson et al., 1979) utilizando el comando iscogen en Stata 15 (Jann, 2019):

I. Grandes propietarios, profesionales y managers de nivel alto.

II. Profesionales y managers de nivel bajo.

III. Trabajadores rutinarios no manuales.

IVa. Pequeños propietarios con empleados.

IVb. Pequeños propietarios sin empleados.

IVc. Trabajadores autónomos del sector primario.

V. Técnicos de nivel bajo y supervisores manuales.

VI. Trabajadores manuales cualificados.

VIIa. Trabajadores manuales semicualificados y no cualificados.

VIIb. Trabajadores del sector primario.

En la obra bourdiana es habitual referirse a las dificultades de la clase trabajadora para desenvolverse en un campo escolar impregnado de la cultura de la clase dominante, donde las clases medias y altas tienen una ventaja clara. Siguiendo tales argumentaciones, se ha construido una variable dicotómica que toma valor 1 si el alumno pertenece a la clase trabajadora (clases IVc, VI, VIIa y VIIb) y 0 si el individuo pertenece a otra clase social (clases I, II, III, IVa, IVb y V). No obstante, a fin de comprobar que dicha decisión no afecta a las conclusiones del estudio, se replican los análisis comparando la clase trabajadora exclusivamente con la clase de servicio (clases I y II).

La medición del capital cultural del alumnado se realiza a partir de cuatro variables distintas. La primera captura la dimensión de generación de habilidades académicas a la que se hizo referencia anteriormente, la cual es operacionalizada a través del hábito lector. La OCDE preguntó al alumnado participante en PISA 2000 la frecuencia con la que leían revistas, cómics, libros de ficción, libros de no ficción y periódicos. Los alumnos contestaron a cada ítem en una escala de 1 a 5, donde 1 indica la mínima frecuencia y 5 la máxima. Se ha construido un índice de hábito lector sumando tales respuestas y dividiendo el resultado por el número de respuestas válidas (α-Cronbach = 0,57).

La segunda y tercera variable operacionalizan la participación del alumno en la alta cultura, recogiendo así la función simbólica del capital cultural. Por un lado, los alumnos indicaron la frecuencia con que visitan museos, van a conciertos de música clásica, ópera o ballet, van al teatro o usan la biblioteca del colegio. Las respuestas a cada ítem se recogieron en una escala de 1 a 4, donde 1 indica la frecuencia más baja y 4 la más alta. Se ha construido un índice de participación en actividades culturales sumando tales respuestas y dividiendo el resultado por el número de respuestas válidas (α-Cronbach = 0,43). Por otro lado, los estudiantes indicaron la disponibilidad en su hogar de distintos bienes culturales como obras de arte, literatura clásica, libros de poesía o algún instrumento musical. Se ha construido un índice sobre posesiones culturales que suma tales indicadores dicotómicos y divide el resultado por el número de respuestas válidas (α-Cronbach = 0,55).

La cuarta variable empleada operacionaliza los hábitos comunicacionales en el hogar, haciendo referencia a la dimensión relacional del capital cultural y que también es expresiva del estilo de crianza de los progenitores. Los participantes en PISA 2000 indicaron la frecuencia con que tienen conversaciones con sus progenitores sobre política, literatura y su vida académica. Las respuestas fueron recogidas en una escala de 1 a 5, donde 1 indica la frecuencia más baja y 5 la más alta. Se ha construido un índice de hábitos comunicacionales sumando tales respuestas y dividiendo el resultado por el número de respuestas válidas (α-Cronbach = 0,57).

Finalmente, los resultados se controlan por las siguientes variables:

• Sexo. Indicador dicotómico que recoge si el alumno es hombre (valor 0) o mujer (valor 1).

• Background migratorio. Se distinguen alumnos nativos (nacidos en España con al menos un progenitor nacido en España), alumnos inmigrantes de 2ª generación (nacidos en España con ambos progenitores nacidos fuera de España) y alumnos inmigrantes de 1ª generación (nacidos fuera de España).

• Background educativo. A partir del nivel educativo máximo completado por ambos progenitores se crea una variable de cuatro categorías: ninguno de los dos progenitores finalizó estudios posobligatorios, al menos un progenitor completó estudios posobligatorios no terciarios, al menos un progenitor completó estudios terciarios, ambos progenitores completaron estudios terciarios.

• Mes de nacimiento. Variable ordinal que recoge el mes en el que nació el alumno.

• Número de hermanos. Número de hermanos que el alumno declara tener.

• Orden entre hermanos. Posición que el alumno ocupa entre sus hermanos.

• Vivir con ambos progenitores. Indicador dicotómico que recoge si el alumno vive con sus dos progenitores biológicos.

• Curso. Dado que los alumnos son evaluados en PISA a los 15 años y no en un curso concreto, los participantes pueden estar matriculados en 4º de la ESO (la edad teórica de matriculación) o en cursos anteriores en caso de haber repetido.

La Tabla 1 recoge información descriptiva sobre las variables en el estudio. Como se puede observar, un 13,9% de la muestra presenta al menos un valor perdido en alguna de las variables en el estudio, lo que arroja una muestra analítica de 2.950 individuos. Dado que tales casos podrían no constituir una submuestra aleatoria del conjunto de individuos participantes en el estudio, se comprueba la robustez de los resultados replicando los análisis tras aplicar Imputación Múltiple por Ecuaciones Encadenadas (Rubin, 1987).

Tabla 1. Información descriptiva sobre la muestra

	Obs.	Media / %	Desv. Est.	Mín.	Máx.	% Perdidos
Competencia lectora	3.427	493,9	86,5	150,6	753,9	0,0
Clase social (Clase trabajadora)	3.239	51,3%	0,50	0	1	5,5
Hábito lector	3.323	2,76	0,80	1	5	3,0
Hábitos comunicacionales	3.377	3,57	0,88	1	5	1,5
Posesiones culturales	3.388	0,67	0,30	0	1	1,1
Actividades culturales	3.396	1,65	0,54	1	5	0,9
Sexo (Mujeres)	3.349	51,2%	0,50	0	1	2,3
Vivir con ambos progenitores (Sí)	3.329	79,0%	0,41	0	1	2,9
Background educativo (Ningún progenitor posobligatorios)	3.329	46,6%	0,50	0	1	2,9
Background educativo (Un progenitor posobligatorios no terciarios)	3.329	26,2%	0,44	0	1	2,9
Background educativo (Un progenitor terciarios)	3.329	16,4%	0,37	0	1	2,9
Background educativo (Dos progenitores terciarios)	3.329	10,8%	0,31	0	1	2,9
Background migratorio (Nativo)	3.349	93,5%	0,25	0	1	2,3
Background migratorio (Inmigrante 2ª gen.)	3.349	4,1%	0,20	0	1	2,3
Background migratorio (Inmigrante 1ª gen.)	3.349	2,4%	0,15	0	1	2,3
Curso (4º ESO)	3.399	71,9%	0,45	0	1	0,8
Curso (3º ESO)	3.399	26,3%	0,44	0	1	0,8
Curso (2º ESO)	3.399	1,8%	0,13	0	1	0,8
Mes de nacimiento	3.399	6,45	3,46	1	12	0,8
Número de hermanos	3.373	1,49	1,06	0	8	1,6
Posición entre los hermanos	3.373	1,67	1,05	0	3	1,6
Total	2.950					13,9

Estrategia analítica

Para poner a prueba las hipótesis planteadas anteriormente, se procede a ajustar tres modelos de efectos fijos a nivel centro para el rendimiento del alumno en la prueba de competencia lectora en PISA (y). El modelo de efectos fijos controla por diseño toda la heterogeneidad observada y no observada que opera a nivel centro, y ofrece lo que suele denominarse un estimador within, esto es, un estimador que compara alumnos dentro de un mismo centro y elimina toda la variabilidad entre centros (Allison, 2009). De esta forma, podemos afirmar que los resultados no se deben a las distintas características de los centros en los que están matriculados unos y otros alumnos.

La estrategia que se lleva a cabo es la siguiente. En primer lugar, se ajusta un modelo base donde se incluye únicamente el origen social (x) y el vector de controles (z):

(1)

Donde los subíndices i y j se refieren al alumno y su centro escolar, respectivamente, αj es la constante del modelo (específica de cada centro) y εij es el término de error (que varía a nivel alumno y centro). El coeficiente β nos informa sobre el efecto que supone pertenecer a la clase trabajadora sobre el rendimiento en la prueba de competencia lectora en PISA tras controlar por el vector z y considerando los efectos fijos a nivel centro.

En segundo lugar, se incorporan las distintas variables que operacionalizan el capital cultural del alumno, las cuales quedan recogidas en el vector c:

(2)

El vector de coeficientes γ nos indica el efecto de los distintos indicadores de capital cultural sobre el rendimiento, mientras que la reducción observada en el coeficiente β nos informa sobre qué proporción del efecto del origen social sobre el rendimiento opera a través del capital cultural.

Por último, se considera la interacción del origen social con cada una de las variables expresivas del capital cultural (en modelos separados), de modo que sea posible determinar si el efecto de este último sobre el rendimiento en PISA depende de su origen social o, dicho de otra forma, si el origen social es un moderador en la relación entre capital cultural y rendimiento:

(3)

Resultados

Distribución del capital cultural por origen social

Para comenzar, la Tabla 2 muestra la distribución de capital cultural en función de la clase social del alumno. Como se puede observar, los alumnos pertenecientes a la clase trabajadora poseen un menor capital cultural que sus compañeros de clase intermedia y de servicio independiente de cómo sea operacionalizado. Los alumnos de clase trabajadora leen con menor frecuencia, conversan con sus padres sobre política, actualidad y la escuela menos a menudo, disponen de menos posesiones culturales en el hogar y participan en actividades culturales de forma más esporádica. Un análisis adicional ha mostrado que la relación de tales indicadores entre sí es, además, modesta, con correlaciones que oscilan entre 0,25 y 0,33.

Con el objetivo de valorar la magnitud de las diferencias en la posesión de capital cultural por clase social, la Tabla 2 muestra la diferencia estandarizada de medias para cada indicador. Como regla general, valores superiores a 0,20 indican diferencias no triviales (Caliendo & Kopeinig, 2008). Como se puede comprobar, las diferenciadas observadas en el hábito lector y la participación en actividades culturales son más modestas, aunque por encima de dicho umbral. Las diferencias observadas en relación con los hábitos comunicacionales llegan a duplicar ese umbral, mientras que las diferencias en las posesiones culturales alcanzan el máximo y lo triplican. Además, el test t de diferencia de medias nos permite afirmar que todas las diferencias observadas gozan de plena significatividad estadística.

Podemos concluir, por tanto, que existen diferencias sustantivas en la posesión de capital cultural entre alumnos de clase trabajadora y de clases intermedia y de servicio. En caso de que tales dimensiones del capital cultural sean recompensadas en el campo escolar y estén positivamente relacionadas con el rendimiento, los cuatro indicadores construidos podrían mediar el efecto del origen social sobre el rendimiento.

Tabla 2. Distribución del capital cultural por origen social.

	Clase trabajadora	Clase intermedia y de servicio	t-test	Diferencia estandarizada de medias
Hábito lector	2,659 (0,810)	2,884 (0,787)	-0,225 (0,028)***	0,272
Hábitos comunicacionales	3,401 (0,876)	3,778 (0,839)	-0,376 (0,030)***	0,446
Posesiones culturales	0,575 (0,308)	0,768 (0,269)	-0,193 (0,010)***	0,637
Actividades culturales	1,555 (0,496)	1,766 (0,564)	-0,211 (0,019)***	0,336
N	1.640	1.599

Nota: ***p-valor ≤ 0,01; **p-valor ≤ 0,05; *p-valor ≤ 0,10. Errores estándar entre paréntesis.

Mediación del efecto del origen social

La Tabla 3 muestra los resultados de los modelos descritos en las anteriores ecuaciones 1 y 2. En el primer modelo se incluye únicamente la variable clase social junto con el vector de controles. Como se puede observar, tras controlar por el background educativo y migratorio del alumno, la composición de su hogar, su sexo y su mes de nacimiento, pertenecer a la clase trabajadora está asociado con una merma de rendimiento de 13,9 puntos (p-valor ≤ 0,01). Recuérdese que en el modelo se han incluido efectos fijos a nivel centro, de modo que dicho estimador únicamente emplea la variabilidad observada dentro de cada centro, es decir, es el efecto que se observa al comparar alumnos de distinta extracción social dentro de un mismo instituto. Asimismo, se observa que las chicas obtienen mejores resultados que los chicos, que la matriculación en cursos previos a 4º de la ESO supone una caída de rendimiento muy importante y que cuanto más tarde se nace a lo largo del año, cuanto mayor es el tamaño de la familia y cuanto mayor es el alumno entre sus hermanos, menor es el rendimiento.

En el modelo 2 se incorporan todas las medidas descriptivas del capital cultural del alumno. Para comparar el efecto de los distintos indicadores, se estandarizan con media igual a 0 y desviación típica igual a 1. Como se puede observar, todas las medidas de capital cultural ejercen un efecto estadísticamente significativo sobre el rendimiento del alumno. Dado que todas las medidas funcionan de forma conjunta para explicar el rendimiento, podemos afirmar que cada una de ellas ejerce un efecto independiente sobre el rendimiento que no puede ser sustituido por las demás.

El efecto más reseñable lo ejerce el hábito lector. Un incremento de una unidad de desviación típica en dicho índice supone un aumento de 9,4 puntos (p-valor ≤ 0,001) en la prueba de competencia lectora. Los hábitos comunicacionales en el hogar le siguen en magnitud con un incremento de 7,9 puntos (p-valor ≤ 0,001). Finalmente, los indicadores descriptivos de la participación en la cultura dominante, tanto el referido a la posesión de bienes culturales como el referido a la participación en actividades culturales, ejercen un efecto algo más modesto, pero aun estadísticamente significativo.

A su vez, los resultados confirman que parte del efecto del origen social sobre el rendimiento en la prueba de lectura opera a través de la posesión de capital cultural. Tras considerar los cuatro indicadores, el efecto negativo asociado a pertenecer a la clase trabajadora se reduce a 10,1 puntos (p-valor ≤ 0,001). En otras palabras, el 27,4% del efecto de pertenecer a la clase trabajadora sobre el rendimiento en la prueba de competencia lectora opera a través de las dimensiones del capital cultural consideradas en este estudio. Asimismo, un análisis adicional incluyendo cada indicador por separado en el modelo ha mostrado que ninguno de ellos es capaz de explicar por sí mismo más del 17,4% del efecto del origen social sobre el rendimiento (la posesión de bienes culturales es el indicador que alcanza ese máximo), lo que quiere decir que tales medidas son complementarias y no sustituibles en el análisis de la mediación del capital cultural en la relación entre origen social y rendimiento.

Interacción entre el capital cultural y el origen social

Finalmente, se ajustan cuatro modelos distintos en los que se considera cada variable de capital cultural y su interacción con el origen social. Los resultados de dichas interacciones se muestran de manera gráfica en la Figura 1, donde se recoge el efecto de cada indicador de capital cultural (eje horizontal) sobre el rendimiento en lectura (eje vertical) para alumnos que pertenecen a la clase trabajadora (curva roja) y a las clases intermedia y de servicio (curva azul). Nótese que curvas más inclinadas indican un efecto más intenso del indicador de que se trate sobre el rendimiento. Así pues, el modelo de movilidad cultural esperaría que la curva de los alumnos de clase trabajadora sea más inclinada que la de sus compañeros de clase intermedia y de servicio, mientras que el modelo de reproducción cultural esperaría lo contrario. Asimismo, los indicadores de capital cultural son de nuevo estandarizados, de modo que el valor 0 en el eje horizontal representa el valor medio del índice en la muestra e incrementos de una unidad representan cambios de una desviación típica en dicho índice.

Como se puede observar, los resultados no avalan el modelo de movilidad cultural para ningún indicador de capital cultural; es decir, en ninguna de las figuras se observa que la curva que representa la relación entre capital cultural y rendimiento sea más inclinada (indicando una relación más intensa) para los alumnos de clase trabajadora (línea roja). En cambio, los resultados sí son favorables al modelo de reproducción cultural.

Para el hábito lector se observa una interacción positiva y estadísticamente significativa con el origen social, lo que significa que cuanto más alta es la extracción social del alumno, más intenso es el efecto positivo asociado a una mayor frecuencia de lectura. En concreto, el efecto de un cambio de una unidad de desviación típica en el hábito lector sobre la puntuación en lectura es 4,5 puntos superior para los alumnos que no pertenecen a la clase trabajadora (p-valor ≤ 0,10). Una interacción muy similar se observa para la participación en actividades culturales: el efecto de un cambio de una unidad de desviación típica en dicho indicador es 4,5 puntos mayor para los alumnos no pertenecientes a la clase trabajadora (p-valor ≤ 0,10). Finalmente, para los otros dos indicadores se observa una interacción también positiva entre el origen social y el capital cultural, pero de menor magnitud y no estadísticamente significativa.

Tabla 3. Modelo de regresión lineal con efectos fijos a nivel centro para el rendimiento en competencia lectora.

		Modelo 1	Modelo 2
Origen social	Clase Social (Ref: No clase trabajadora)
	Clase trabajadora	-13,9 (2,9)***	-10,1 (3,0)***
Capital cultural	Hábito lector		9,4 (1,6)***
	Hábitos comunicacionales		7,9 (1,7)***
	Posesiones culturales en el hogar		4,3 (1,6)**
	Participación en actividades culturales		3,1 (1,5)**
Controles	Sexo (Ref: Hombre)
	Mujer	17,6 (2,7)***	16,0 (2,7)***
	Vive con ambos progenitores (Ref: No)
	Sí	-1,7 (3,7)	-4,7 (3,6)
	Educational background (Ref: Ningún progenitor posobligatorios)
	Un progenitor posobligatorios no terciarios	13,2 (3,4)***	9,0 (3,5)**
	Un progenitor terciarios	10,6 (4,3)**	5,5 (4,4)
	Dos progenitores terciarios	15,8 (5,1)***	8,0 (5,0)
	Background migratorio (Ref: Nativo)
	Inmigrante de segunda generación	-6,0 (6,5)	-5,3 (6,1)
	Inmigrante de primera generación	-3,1 (9,9)	-4,3 (9,5)
	Curso (Ref: 4º ESO)
	2º ESO	-138,8 (10,6)***	-125,1 (10,4)***
	3º ESO	-83,4 (4,0)***	-75,8 (3,9)***
	Mes de nacimiento	-0,9 (0,4)**	-1,0 (0,4)**
	Número de hermanos	-4,3 (1,3)***	-4,0 (1,3)**
	Posición entre los hermanos	1,8 (1,3)	1,5 (1,2)
N		3.022	2.950

Nota: ***p-valor ≤ 0,001; **p-valor ≤ 0,05; *p-valor ≤ 0,10. Los errores estándar son clusterizados a nivel centro y los resultados se obtienen empleando los pesos finales del alumno (w_fstuwt).

Nota: Los intervalos de confianza se calculan al 95%, los errores estándar son clusterizados a nivel centro y los resultados se obtienen empleando los pesos finales del alumno (w_fstuwt). Todos los modelos controlan los resultados por el vector de variables descrito anteriormente.

Figura 1. Interacción entre el origen social y el capital cultural en la predicción de la competencia lectora en PISA.

Pruebas de robustez

Para finalizar, se han llevado a cabo varias pruebas de robustez cuyos resultados completos pueden solicitarse al autor. En primer lugar, los análisis se han replicado para la competencia matemática obteniendo resultados muy similares a los presentados para la competencia lectora. Por un lado, el vector de variables de capital cultural media una parte sustancial del efecto del origen social sobre la competencia matemática (30,1%). Por otro lado, la interacción del origen social con el hábito lector y la participación en actividades culturales es positiva, estadísticamente significativa y de magnitud reseñable, mientras que la interacción con los hábitos comunicacionales y la posesión de bienes culturales es de nuevo más modesta y no estadísticamente significativa.

En segundo lugar, un 13,9% de los individuos presentaron un valor perdido en alguna de las variables consideradas en el estudio y, por tanto, fueron eliminados del análisis principal. A fin de comprobar que dicha decisión no influye en las conclusiones obtenidas, se replican los análisis tras aplicar imputación múltiple y generar cinco bases de datos completas (en cada base de datos se emplea un valor plausible distinto de competencia lectora). Los resultados vuelven a ser muy similares. Las variables de capital cultural explican una tercera parte del efecto del origen social sobre la puntuación en competencia lectora y la interacción entre el origen social y el capital cultural es negativa en todos los indicadores. El mayor tamaño muestral, sumado a interacciones ligeramente más intensas, hacen que la interacción entre las posesiones culturales en el hogar y el origen social sea también estadísticamente significativa.

En tercer lugar, los análisis se han replicado comparando únicamente las dos clases sociales extremas (clase trabajadora y clase de servicio) y los resultados son de nuevo muy similares: una mediación del 31% de los indicadores de capital cultural sobre el efecto del origen social e interacciones negativas entre cada indicador y el origen social. No obstante, en este caso las interacciones de mayor intensidad son las observadas para la posesión de bienes culturales y la participación en actividades culturales, en ambos casos con un efecto 6 puntos mayor por cada unidad de desviación típica si el alumno pertenece a la clase de servicio en vez de a la clase trabajadora.

Finalmente, y a pesar de que la interacción entre origen social, sexo y capital cultural no es analizada en el presente estudio, diferentes trabajos han mostrado el distinto rendimiento del capital cultural en función del sexo (Maslauskaite, 2021). A fin de comprobar que las conclusiones se mantienen para ambos sexos, se ha replicado el análisis por separado para chicos y chicas. Si bien los resultados vuelven a ser muy similares, la mediación del capital cultural en el efecto del origen social es algo menor entre las chicas (20,7% por 33,8% entre los chicos), a la vez que la interacción entre el origen social y el hábito lector es también más débil. No obstante, para ambos sexos se siguen observando interacciones negativas de magnitud similar a las identificadas para el conjunto de la muestra que, dado el menor poder estadístico de estos análisis, no superan las pruebas de significatividad estadística.