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PONTIFICIA UNIVERSIDAD CATOLICA DE CHILE FACULTAD DE ARQUITECTURA, DISEÑO Y ESTUDIOS URBANOS INSTITUTO DE ESTUDIOS URBANOS Y Territoriales
EFECTOS DE LA SEGREGACIÓN RESIDENCIAL SOCIOECONÓMICA EN LOS JÓVENES DE EXTRACCIÓN POPULAR EN SANTIAGO DE CHILE (19922002)
POR CARLOS SIERRALTA JORQUERA
Tesis presentada al Instituto de Estudios Urbanos y Territoriales de la Pontificia Universidad Católica de Chile para optar al Grado Académico de Magíster en Desarrollo
Urbano
Profesor Guía: Prof. Dr. Francisco Sabatini Downey
Santiago de Chile, Julio de 2008
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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© Derechos de autor por
Carlos Sierralta Jorquera 2008
© Copyright
by Carlos Sierralta Jorquera
2008
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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Dedicado a mis ancestros, a mis amigos, compañeros
y maestros. Y a ella, que es responsable
de estos párrafos tanto o más que yo…
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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Agradecimientos En primer lugar, a mis padres por darme la vida y su enseñanza. A mis hermanos por hacerme sentir orgulloso de todos ellos. A mi profesor guía por la paciencia, el cariño y la generosidad en la transmisión de sus conocimientos. Pancho, por siempre gracias! A Gonzalo, por tus consejos siempre útiles y desinteresados. A Guillermo, Rodrigo, Rubén, Zé Marcos, Carola, por sus comentarios y ayuda. Ale y Sare, gracias por su cooperación y amistad. Al Proyecto Anillos por haberme hecho partícipe de una gran investigación. A María Paz y Negro por la asesoría estadística. A Vilma y Cristián por ayudarme a mantenerme en pie. A todo el Instituto de Estudios Urbanos por este tiempo en tan buena compañía, y por la consideración y el cariño prodigado. A ambos Ricardos, por animarme a cerrar el ciclo e irnos a celebrar. Y a Vale, sin ti esto no era posible. Gracias por los buenos nuevos aires que hoy respiro.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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TABLA DE CONTENIDOS
RESUMEN/ABSTRACT .................................................................................................. ‐ 6 ‐
I. INTRODUCCIÓN ................................................................................................ ‐ 8 ‐
II. ANTECEDENTES Y JUSTIFICACIÓN DEL ESTUDIO .............................................. ‐ 12 ‐
III. PREGUNTA DE INVESTIGACIÓN ...................................................................... ‐ 19 ‐
IV. MARCO TEÓRICO ............................................................................................ ‐ 20 ‐
V. HIPÓTESIS Y OBJETIVOS.................................................................................. ‐ 33 ‐
VI. MATERIALES Y MÉTODOS ............................................................................... ‐ 36 ‐
VII. RESULTADOS .................................................................................................. ‐ 45 ‐
VIII. DISCUSIÓN Y CONCLUSIONES ......................................................................... ‐ 57 ‐
IX. BIBLIOGRAFÍA ................................................................................................ ‐ 68 ‐
X. ANEXOS .......................................................................................................... ‐ 74 ‐
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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RESUMEN/ABSTRACT
En las últimas décadas la ciudad de Santiago de Chile ha visto reducir la
intensidad de la segregación residencial que tradicionalmente tuvo a gran escala. Sin dejar de padecer del problema de la periferización de los pobres, la conquista de nuevos territorios fuera del histórico cono de altas rentas por clases medias y altas ha ayudado a esa reducción.
Esto ha supuesto nuevas chances para los sectores populares que gracias a los nuevos vecinos cuentan con una geografía de oportunidades mejorada. Planteamos que esa mejora repercute en el descenso de los indicadores de ciertas patologías sociales entre los jóvenes pobres en esas áreas. En cambio, barrios de acumulación incesante de hogares pobres padecen de una acumulación de desventajas barriales que hacen que los mismos síntomas de desintegración social que se reducen en los barrios de nueva mezcla socioespacial, en estos aumenten significativamente en el transcurso de la década de 1992-2002.
Over the last decades Santiago de Chile has decreased the intensity of its residential segregation, which was historically huge in a grand scale level. Despite the fact that the poorest are still living in the periphery, the conquest of areas traditionally “populares” outside the affluent zone of the city by high and middle classes has helped to this decrease.
This processes means new chances for the poorest people living in those areas, which are enjoying an improved Geography of Opportunities. We argue that the improvement reduces some social symptoms among the poor youngsters. In the opposite, persistent accumulation of poor people in some areas makes them more disadvantaged and show worst indicators in terms of social pathologies among youngsters, which has been increased in the last inter-census period.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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Tudo dia O sol da manhã vem e lhes desafia Traz do sonho pro mundo quem já não queria Palafitos, trapiches, farrapos Filhos da mesma agonia E a cidade Que tem braços abertos num cartão-postal Com os punhos fechados da vida real Lhes nega oportunidades Mostra a face dura do mal Alagados, Trenchtown, Favela da Maré A esperança não vem do mar Nem das antenas de tevê A arte é de viver da fé Só não se sabe fé em quê Alagados- Os Paralamas do Sucesso
Es otra noche más de caminar Es otro fin de mes sin novedad
Mis amigos se quedaron igual que tú
este año se les acabaron los juegos, los doce juegos
Únanse al baile De los que sobran
nadie nos va a echar de más nadie nos quiso ayudar de verdad
Nos dijeron cuando chicos jueguen a estudiar
Los hombres son hermanos y juntos deben trabajar
Oías los consejos los ojos en el profesor
Había tanto sol sobre las cabezas y no fue tan verdad porque esos juegos,
al final, terminaron para otros con laureles y futuros
y dejaron a mis amigos pateando piedras
Hey! conozco unos cuentos sobre el futuro
Hey! el tiempo en que los aprendí fue el más seguro
Bajo los zapatos barro más cemento
el futuro no es ninguno de los prometidos en los doce juegos A otros enseñaron
secretos que a ti no a otros dieron de verdad
esa cosa llamada educación Ellos pedían esfuerzo
ellos pedían dedicación ¿ y para qué?
para terminar bailando y pateando piedras
Baile de los que sobran - Los Prisioneros
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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I. INTRODUCCIÓN
Esta tesis aporta evidencias que avalan la concurrida idea de que la
segregación residencial de los más pobres en las ciudades latinoamericanas
aumenta las carencias y desventajas que la propia exclusión les genera.
Utilizando datos censales de los dos últimos censos, separados por una década
de profundos cambios en la sociedad chilena (Tironi, E., 2003), demostraremos
que la segregación residencial de los estratos populares de la sociedad
santiaguina menoscaba las posibilidades de los individuos que habitan barrios1
que más allá de la evidente lejanía y falta de provisión de “bienes” y servicios
urbanos, se caracterizan principalmente por una alta proporción de habitantes
pobres y/o vulnerables a la pobreza. A decir de autores como Saraví (2004) y
Kaztman (2001), estos barrios sufren de una acumulación de desventajas y
obstáculos que dificultan el ascenso social de sus habitantes.
¿Por qué enfocarse en los barrios donde habitan los pobres, y no en la
pobreza misma? Una pregunta que Jargowsky (1997) ya se hizo en su estudio
sobre barrios de minorías raciales en Estados Unidos. Si consideramos que la
mayoría de las personas de esas minorías no viven en barrios considerados
críticos o extremadamente pobres, y sufren los problemas típicos de la pobreza, la
lógica de enfocarse en la pobreza y no en el barrio es correcta, afirma dicho autor.
Pero si empezamos a ver que ciertos fenómenos sociales son consecuencia de
las influencias barriales sobre los individuos pobres, entonces el barrio merece ser
atendido en tanto unidad de análisis que influye en las condiciones de vida de
esos pobres.
Inscrita dentro del Proyecto Bicentenario de Ciencia y Tecnología en Ciencias
Sociales de CONICYT y Banco Mundial “Barrios exitosos y barrios en crisis
producidos por la vivienda social en Chile y lecciones de política”, la presente
investigación adscribe a la tesis central del proyecto, que es que los fenómenos de
1 Dada la poca especificidad del concepto “barrio”, en esta tesis lo analogaremos a dos escalas de división y medición censal, zonas y distritos censales.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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desintegración social frecuentemente asociados a guetos se dan más en barrios
segregados que en otros incorporados a entornos urbanos más diversos. De
acuerdo a este enunciado, incluso barrios de la ciudad con alta proporción de
pobres pero rodeados de barrios más aventajados, albergarían menos problemas
de desintegración social puesto que las influencias negativas del barrio pobre
sobre las aspiraciones, valores y preferencias de sus habitantes estarían
cotejadas con las influencias positivas que el entorno “más benigno” también tiene
sobre ellos.
Los fenómenos de desintegración social más frecuentemente enunciados por
los investigadores en este campo son el desempleo e inestabilidad laboral, el
alcoholismo y la drogadicción en los adultos; y el retraso escolar, malos resultados
escolares y deserción de la escuela, maternidad adolescente, desempleo e
inactividad juvenil y la adscripción de los jóvenes y adolescentes a subculturas
marginales muchas veces reñidas con la ley (Wilson, 1987; Jargowsky, 1997;
Kaztman, 2001; Sabatini et al, 2001, Sabatini et al, 2008).
Acorde a la convicción de que la segregación residencial debe ser atendida no
tanto como un fenómeno socioespacial aislado, sino como desencadenante de
otros fenómenos negativos, recientemente hemos publicado un trabajo2 que
vincula la segregación residencial socioeconómica con algunos de los efectos
mencionados párrafo arriba, para el Área Metropolitana del Gran Santiago y
considerando sólo a los grupos populares. Los resultados muestran- a 3 niveles de
análisis distintos- correlaciones significativamente altas con el desempleo de los
jefes de hogar y la inactividad juvenil, menores en el caso del desempleo juvenil, y
prácticamente nulas con la maternidad adolescente. (Sabatini et al, 2008).
2 Sabatini, F. , Wormald, G. , Sierralta, C. y Peters, P., 2008 (por publicar en inglés). Residential Segregation in Santiago: Scale related effects and trends, 1992-2002. En Roberts, B. y Wilson, R. (Eds.). Urban Spatial Differentiation and Governance in the Americas. University of Texas at Austin. También disponible como Documento de Trabajo 38 del Instituto de Estudios Urbanos y Territoriales de la Pontificia Universidad Católica de Chile.
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Más allá de las problemáticas típicas presentes en la discusión metodológica
sobre la medición de la segregación residencial y de sus efectos -asociados al
concepto multidimensional propuesto por Massey y Denton (1988) y por Sabatini
et al (2001) para la ciudad latinoamericana- o a los problemas metodológicos que
conlleva el análisis espacial en términos de escalas y bordes de análisis-, ha
surgido en el último tiempo una suerte de recelo metodológico de los
investigadores (especialmente de los más cercanos a la econometría) respecto de
la endogeneidad causal en los estudios estadísticos relacionales en este campo
(ver por ejemplo Larrañaga y Sanhueza, 2007:3). Esto quiere decir que la relación
entre segregación residencial de los pobres y desempleo de los jefes de hogares
pobres estaría sesgada, en tanto la segregación podría ser afectada también por
el desempleo del jefe de hogar pobre. Es decir, los resultados individuales en
materia socioeconómica a la vez que influidos por la segregación, pueden estar
afectando a la segregación residencial al limitar las posibilidades de elección de
lugar de residencia de los individuos y sus hogares. Así, los hogares pobres con
jefes desempleados se verían forzados a habitar barrios pobres, aumentando la
segregación residencial.
No obstante de que a nuestro parecer la anterior es una prevención
metodológica atendible pero equivocada filosóficamente (las estadísticas no
pueden ser un fin sí mismas, sino estar al servicio del pensamiento y los
postulados teóricos), la hemos considerado, realizando análisis de regresión lineal
tomando en cuenta tres efectos hipotéticos de la segregación que no debieran
verse afectados por este manto de dudas técnicas. Primero, el retraso escolar
entre individuos pobres de 15 a 19 años; Segundo, la maternidad adolescente en
jóvenes pobres menores de 20 años; y finalmente la inactividad juvenil3 en
individuos pobres entre 15 y 24 años. Por la edad de las cohortes utilizadas,
suponemos que los individuos no debieran estar a cargo de la elección del lugar
de residencia del hogar, ni sus ingresos (de aquellos jóvenes que trabajan) ser
3 Autores como Kaztman (2001) Kaztman y Filgueira(2001), Kaztman et al (2003) describen a la inactividad juvenil como “desafiliación institucional” por cuanto los jóvenes que no buscan trabajo, no trabajan y tampoco estudian están desafiliados del sistema escolar y no pretenden entrar al mercado laboral institucional.
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tomados en cuenta para definir la riqueza/pobreza del hogar. Además, muy
presumiblemente a la edad en que comenzaron a habitar los barrios en donde
fueron censados aun estaban en edad de incorporarse a la fuerza laboral.
Entonces, el efecto de endogeneidad no debiera existir.
Vemos en los malos resultados escolares, la maternidad adolescente y la
inactividad juvenil de los individuos pobres una cadena de generación de pasivos
sociales que comienzan en la temprana infancia en el seno familiar. Nos interesa
particularmente la inactividad juvenil dado que juega un rol de eslabón final de
aquella cadena, en tanto es un “bloqueo de las oportunidades de acumular capital
social y humano en los ámbitos de enseñanza y laborales en una etapa crucial
para la consolidación de activos” (Kaztman y Filgueira, 2001). El paso siguiente
más lógico para estos jóvenes escindidos del sistema institucional sería el ingreso
a actividades ilícitas (Coloma y Vial, 2003), como parte fundamental de sus
estrategias de vida. Cuando la actualidad noticiosa nos habla de un aparente
estado de inseguridad ciudadana y temor al delito, los estudios sobre la pobreza
urbana segregada y sus efectos tienen mucho por aportar.
Mediante el estudio de las relaciones entre los efectos ya nombrados y la
segregación residencial, esta tesis profundiza en el conocimiento del fenómeno y
su tendencia de cambio en el último periodo intercensal, pero más que todo, en las
incidencias que tiene en la vida de los jóvenes pobres que habitan barrios
segregados. Y es que sólo entendiendo estas cuestiones podremos argüir que la
segregación es un fenómeno cuyas dimensiones malignas son un problema
prioritario, y de esta manera enfocar políticas públicas de control que mitiguen los
impactos que la desmejorada localización socioespacial de los sectores populares
provoca.
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II. ANTECEDENTES Y JUSTIFICACION DEL ESTUDIO
Desde 1977 a la fecha, la política de vivienda social ha disminuido
consistentemente el déficit habitacional del país. Inserta dentro de la serie de
reformas estructurales que el régimen dictatorial imperante puso en marcha y que
los siguientes gobiernos democráticos han mantenido, la nueva política
habitacional de vivienda subsidiada ha sido considerada por muchos como un
éxito en materia cuantitativa (Sabatini et al, 2001; Ducci, 1997; Tironi, M., 2003;
Rodríguez y Sugranyes, 2006, Gilbert, 2004) destacada en el plano de América
Latina, e incluso, considerada un modelo a replicar por otros países (Gilbert,
2004). En efecto, Chile ha sido el único país de América Latina y El Caribe en
cumplir la meta de reducción del déficit habitacional en la década de los 1990’s.
Para comprender la política de vivienda nacida de estas reformas es
necesario situarse en épocas previas al golpe de estado de 1973 y señalar que en
Chile, como en gran parte del mundo, las políticas de vivienda social y los
proyectos construidos en ese marco eran “de pequeña escala, muy caras para los
pobres, malamente focalizados, y muy ineficientes” (Mayo, 1999, p.41). Esta
situación, que desde el prisma de los economistas chilenos formados en la
Escuela de Economía de la Universidad de Chicago fue vista como la derrota del
sistema estatal de entrega de prestaciones sociales a la usanza del
keynesianismo, significó un replanteamiento de las políticas públicas en el país. El
área Vivienda no fue la excepción dentro de un amplio marco de reformas
estructurales tendientes al libre mercado. Con la innegable potencia que tiene de
generar empleo y riqueza, la Vivienda fue considerada una perfecta candidata
para ser manejada por el sector privado. Para Gilbert (2004) esto implicó que “el
rol del sector público se limitaría a facilitar bienes por méritos o a rescatar a los
más pobres de los pobres mediante el establecimiento de redes de seguridad
social”. En la práctica, el Estado comenzó a entregar un subsidio o voucher a los
beneficiarios que cumplieran el criterio de ser capaces de ahorrar sus propios
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ingresos, quienes acudirían a las empresas privadas encargadas de construir y
proveer la vivienda social. En otras palabras, la política pasó de estar enfocada en
subsidios dirigidos a la oferta a subsidios orientados a la demanda (Sabatini y
Arenas, 2000).
Sin embargo, fue (y es) difícil resolver algunos problemas asociados al
dilema de las “consecuencias de intentar hacer mucho con tan poco” (Gilbert,
2004). El desafío financiero de la eficiencia económica hizo que los planes de
vivienda debieran enmarcarse dentro de un presupuesto fiscal acotado, mientras
la demanda por vivienda siempre requería de una cierta universalidad para cumplir
las metas de reducción del déficit. Como algunos autores han planteado (Ducci,
1997; Sabatini, 2001; Gilbert, 2004, Rodríguez, A., 2003) la contracara del éxito
cuantitativo ha estado en algunos problemas cualitativos de gran relieve: a)
calidad y tamaño de la construcción, el cual quedó en evidencia cuando en 1997
varias viviendas fueron dañadas por las intensas lluvias que afectaron a Santiago;
b) el uso de créditos de la banca privada, otro tema en boga por las protesta de los
deudores habitacionales; c) la focalización de los subsidios escasos entre tantos
beneficiarios potenciales (Gilbert, 2004); y d) la localización de las nuevas
soluciones.
El presente trabajo trata principalmente sobre las causas y consecuencias
relacionadas con este último punto, vale decir, aquellas que tienen implicancias
con la localización de los proyectos de vivienda social masiva que han acentuado
un patrón histórico de localización periférica y segregada de los pobres, patrón
generado tanto por acciones de política pública como por la autoconstrucción por
parte de los pobladores pobres (Hidalgo, 2005, Santa María, 1973, Pumarino,
1970). Mientras los demás temas han logrado notoriedad pública por la inmediatez
de sus consecuencias en la calidad de vida de las familias afectadas, tanto la
segregación como sus consecuencias son menos evidentes y más problemáticos
al momento de su medición. Esta tesis busca aislar la segregación de los demás
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temas mencionados, en su afán por descubrir las imbricaciones del fenómeno y
algunos de sus efectos sociales.
Al hablar de segregación, el concurso del mercado en temas de vivienda
no se limita solo al ámbito de la construcción de las soluciones habitacionales.
También se hace evidente que ha operado dentro de un tema particularmente
complejo y sensible para las políticas públicas urbanas, como lo es el mercado de
suelos. Desde la liberalización de terrenos ocurrida en 1979 este mercado ha
funcionado bajo una lógica meramente especulativa, alejando los precios del suelo
de la capacidad de compra de los pagadores más pobres y con ello alejando a los
beneficiarios de la vivienda social de los centros y servicios urbanos (Sabatini,
2000; Brain y Sabatini, 2006).
¿Cómo y porqué ha ocurrido esto? Si bien la liberalización del mercado de
suelo y la ampliación de los límites urbanos buscaba reducir los costos de la tierra,
la realidad fue bastante distinta. Primero, porque el solo hecho de desafectar un
área dada y clasificarla como urbanizable le da un valor mayor que el del uso no
urbano anterior. Segundo, porque con la entrada en rigor del DL 3.516 (uno de los
mecanismos legales de desregulación del mercado de suelo), que permite la
subdivisión de suelo de uso o interés agrícola en parcelas de hasta 5000 m2 con
fines agroresidenciales llevó a parte de las clases medias y altas a mudarse a
destinos semirurales con afanes de búsqueda de calidad y estilo de vida,
aumentando la demanda por suelos periurbanos. Tercero, porque al no existir una
reserva de suelos, o al agotarse ésta por la compra especulativa de los agentes
inmobiliarios, el precio del suelo disponible se fue haciendo cada vez más
inaccesible. Todo esto dentro de una lógica de subasta, donde el oferente vende
al mejor postor, o especula con expectativas de que invariablemente habrá un
mejor postor. Y porque lamentablemente al subir los montos del subsidio para
costear el alza en los suelos, los oferentes tienen mayores argumentos para
esperar mejores pagos, haciendo de la expulsión por precios un ciclo de nunca
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acabar. Consecuentemente, como señalan Brain y Sabatini, el precio del suelo es
el que termina comiendo el subsidio habitacional (2006).
Aunque indudablemente la política ha tenido importantes logros en materia
de reducción del déficit4, la presión de los precios del suelo sobre el cada vez más
exigido subsidio terminó por configurar vastas áreas de homogeneidad social
(Ducci, 1997; Hidalgo, 2005, Sabatini et al, 2001; Gilbert, 2004; Rodríguez y
Sugranyes, 2004), que quedan expuestas a los efectos sociales descritos para la
segregación residencial según diversos autores, como el desempleo, desempleo
juvenil, la deserción y mal rendimiento escolar, adicciones y embarazo
adolescente, violencia intrafamiliar, entre otros fenómenos de desintegración
social (Sabatini, 2001 et al; Ducci, 1997; Rodríguez y Sugranyes, 2005; Kaztman,
2001; Kaztman y Retamoso, 2004 Saraví, 2004).
El problema es que, más allá de estar descritos en la literatura, no abundan
estudios que efectivamente relacionen la segregación residencial con sus efectos
en la realidad chilena. En el último tiempo se han publicado investigaciones en
torno a la relación entre segregación y desempleo de jefes de hogar, desempleo e
inactividad juvenil y maternidad adolescente entre los grupos populares, como el
de Sabatini et al (2008), pero existen pocos estudios disponibles que den cuenta
de los efectos de la segregación en la población infantil y juvenil con análisis más
exhaustivos. De hecho el estudio citado sólo profundiza en la relación entre
segregación y el desempleo de jefes de hogares, hecho que le podría traer
detractores del mundo de la econometría que cuestionen la endogeneidad del
modelo teórico utilizado. Una posible crítica podría venir de autores como
Larrañaga y Sanhueza, (2007:3)
Estos mismos autores han publicado -en el estudio citado- los resultados de
un estudio tendiente a explorar la relación entre segregación residencial y la
4 Más allá de los problemas, se construyeron 80.000 viviendas al año entre 1990 y 2000 (Hidalgo, 2005), logrando así la consecución del sueño de la “casa propia” para millones de hogares chilenos.
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reducción de oportunidades de los pobres, encontrando relación significativa en el
caso de la desafiliación institucional (retraso y deserción escolar unida a la no
incorporación a la fuerza laboral) y la falta de formación preescolar de los jóvenes
y niños de hogares pobres respectivamente. Coincidentemente con el estudio de
nuestra autoría, no encuentran evidencias para asociar segregación residencial
con maternidad adolescente, ni con el porcentaje de madres solteras.
También hace muy poco tiempo, Carolina Flores ha defendido su tesis
doctoral sobre los efectos de la segregación en los resultados escolares en niños
de 4to año de educación formal básica. Sus resultados indican que –sin ser
determinante totalmente- la segregación entraña problemas para la educación de
los niños pobres. Afortunadamente, concluye que ciertos mecanismos anidados
tanto en la familia como en la escuela pueden fomentar la resiliencia a condiciones
de homogeneidad social barrial y de entorno adversas (2008).
En consecuencia, este estudio busca: a) incorporarse a la serie de
investigaciones –como las mencionadas anteriormente- que han añadido la
variable espacial a los estudios sobre pobreza, los que por lo general no
incorporan la complejidad que representa el fenómeno urbano y; b) complejizar o
maximizar el estudio de la segregación haciendo hincapié en “las relaciones de
retroalimentación de la segregación con otros fenómenos o problemas“(Sabatini y
Sierralta, 2006), relaciones que hemos postulado en el ámbito teórico. Si
pensamos que la segregación es un fenómeno autónomo sin implicancias
causales con otros fenómenos urbanos relevantes, entonces ¿Para qué
estudiarla? El gran caudal de estudios sobre segregación en el mundo desde los
años 50 con el trabajo de Duncan y Duncan (1955) se explica por el
convencimiento que se tiene de que es un fenómeno que agrava y profundiza
problemas asociados a las desigualdades en las ciudades (Sabatini y Sierralta,
2006). Sin embargo, la mayoría de los estudios se quedan en la descripción,
medición y discusión teórico-metodológica. Al parecer, la preocupación por el
fenómeno no alcanza para acometer investigaciones que demuestren
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empíricamente la correspondencia entre el fenómeno de la segregación y sus
efectos sociales, sobre todo los más perniciosos. Una visión como ésta se ampara
en el desafío de lograr una noción más compleja y relacional de la segregación,
entendiéndola como la “disposición espacial aglomerada de los grupos sociales
que contribuye a agravar determinados problemas para unos grupos y a
atenuarlos o resolverlos para otros” (Sabatini y Sierralta, 2006).
Entonces, hay que estudiar la relación porque la segregación estaría
participando junto a la reforma estructural de los mercados -flexibilización del
empleo y precariedad de los vínculos con el sistema político y económico-
(Sabatini et al, 2008). y la segmentación laboral y educativa producidos en el
contexto de desigualdad urbana, ayudando a sus efectos negativos sobre la
vulnerabilidad de los más pobres (Kaztman, 2001) Resulta particularmente
interesante el paradójico hecho de que mientras los procesos sociales
estructurales descritos anteriormente se agudizan a la par de una desigualdad
persistente en el caso de Chile, la segregación residencial ha retrocedido en
intensidad desde la década de 1990, tal como ha demostrado Sabatini et al
(2008).
Este estudio busca abordar parte de este vacío, indagando en la relación
entre segregación residencial (medida como porcentaje de hogares “populares”) y
patologías sociales entre los jóvenes. Para esto, se llevará a cabo análisis
descriptivos y de regresión en base a los datos de los censos de Población y
Vivienda de 1992 y 2002, que permita establecer o descartar una relación entre el
fenómeno y sus efectos en los jóvenes. En este sentido, este trabajo representa
no sólo un desafío académico ante la inexistencia de estudios previos, sino que se
espera que la existencia de datos en ésta área puede ser de gran ayuda en el
diseño futuro de políticas públicas tanto en vivienda como en otras áreas, como
empleo y educación.
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Por otra parte, es conveniente ahondar en un punto crucial. Cuando los
procesos económicos y financieros globales se consolidaron en la economía
chilena, surgieron voces que afirmaban la impresión de esos procesos en el
espacio urbano, en una suerte de “teoría del espejo” (Sabatini et al, 2001). Si la
estructura capitalista global ha cambiado y polarizado la sociedad -des
industrializando las bases productivas en pos de una economía del conocimiento,
precarizando el empleo y dividiendo el mercado laboral entre los aptos y los que
no lo son, entre otras cosas- entonces el resultado lógico es una ciudad dual a là
Castells. Resulta que si seguimos esa visión estructuralista, cargada de
pesimismo, nuestras ciudades no tienen nada que ofrecer a los pobres que las
habitan. El peso de los procesos capitalistas es tal, que no hay salida posible para
aquellas personas que además de ser pobres, viven en la oscuridad de la parte
perdedora de la ciudad. Si sostenemos, en cambio, que dentro de la ciudad los
barrios donde habitan los pobres poseen diferencias, y que algunas de ellas se
han convertido en reservorios de esperanzas de una movilidad social a la mano,
podemos aprender de ellas y seguir el camino que esas experiencias muestran.
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III. PREGUNTA DE INVESTIGACIÓN
Pregunta de Investigación
¿Cuál es la relación entre segregación residencial socioeconómica de los sectores
populares (en su dimensión homogeneidad) y algunas patologías sociales entre
los jóvenes de este grupo social, en el Área Metropolitana del Gran Santiago
(AMGS) en el último periodo intercensal?
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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IV. MARCO TEÓRICO
4.1 De la segregación residencial
Se entenderá por segregación residencial el grado de “separación o
proximidad territorial entre personas o familias pertenecientes a un mismo grupo
social, como sea que éste se defina” (Sabatini et al, 2001; Sabatini y Sierralta,
2006). Es ante todo, una relación espacial afectada por fenómenos sociales, como
son la presencia de desigualdades, identidades grupales, actitudes hacia el “otro”
derivadas de ethos culturales y religiosos, por citar sólo algunos. También ha de
tenerse en cuenta la definición relacional de Sabatini y Sierralta (2006) citada en el
capítulo anterior.
Algunos autores (White, 1983; Sabatini, 1998; Sabatini, 2003; Sabatini y
Cáceres, 2004; Sabatini et al, 2001; Campos y García, 2004), han planteado
fuertemente una separación conceptual entre la presencia de desigualdades
sociales y la segregación residencial. Es decir, se deben entender como distintos
fenómenos la segregación “sociológica” que puede significar la ausencia de
interacción social entre grupos, mientras la segregación “espacial” o “geográfica”
puede significar la desigual distribución espacial de esos grupos. Quien hace esta
diferencia es White (1983) y el ejemplo que da es tan clarificador para indicar que
la presencia de un tipo de segregación no determina la presencia automática de la
otra, que ha sido tomada por otros autores, como Sabatini et al (2001), Rodríguez
(2001), y Sabatini y Sierralta (2006). White (1983) toma como argumento la
estructura de castas de la India, la cual debe ser la estructura social más desigual
e inmóvil del mundo, sin embargo la segregación espacial de las castas de la India
es menor que la mostrada por ciudades norteamericanas, como lo demostrara
Mehta5 (1969).
5 Mehta, Surinder K. (1969) Patterns of Residence in Poona, India, by Caste and Religion: 1822-1965, Demography, vol 6, no. 4, Nov 1969.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 21 -
Y es que la segregación residencial, hecha un fenómeno simple por la
definición de separación espacial de grupos sociales en el ambiente urbano
(Massey y Denton, 1988; Sabatini, 1999, 2001; Rodríguez, 2001) puede hacerse
más compleja puesto que “un grupo puede vivir aparte y estar “segregado” en una
variedad de formas” (Massey y Denton, 1988). Es por eso que se ha propuesto un
enfoque multidimensional para entender y medir la segregación. En palabras de
Massey y Denton (1988. p.283):
“los miembros de una minoría pueden estar distribuidos de tal forma que
están sobre representados en unas áreas y sub representados en otras,
variando según la característica de uniformidad. Ellos pueden estar
distribuidos de manera que su exposición a miembros de la mayoría está
limitada en virtud de raramente compartir barrio con ellos. Pueden estar
espacialmente concentrados dentro de un área muy pequeña, ocupando
menos espacio físico que los miembros de la mayoría. Pueden estar
espacialmente centralizados, congregándose alrededor de los centros
urbanos, y ocupando una localización más central que la mayoría.
Finalmente, las áreas de asentamiento de la minoría pueden estar muy
agrupadas y llegar a formar un enorme enclave, o estar muy dispersas en
todo el área urbana.”
Si bien este enfoque multidimensional ha servido a los investigadores para
comprender mejor el fenómeno de la segregación residencial, peca de una
especificidad anglo norteamericana notable. Por esto, Sabatini et al (2001) han
criticado esta definición argumentando que cae en el error de confundir el
concepto de segregación con el de pobreza o ingresos. A decir del autor:
“La "concentración"6 es una forma o dimensión de la pobreza (residir en un
pequeño espacio) que afecta o puede ser afectada por la segregación
antes que una dimensión de esta última. La "centralización",
correspondiente a la distancia entre el lugar de residencia y el Centro, es
6 En el original, “uneveness” o (des)equilibrio en la distribución, o uniformidad en la distribución.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 22 -
una medida indirecta de segregación que supone algo que es característico
de las ciudades estadounidenses, pero que no se cumple en las ciudades
latinoamericanas, a saber, que los pobres residen en las áreas centrales.”
Es vital hacer esta distinción, pues para los pobres urbanos de América
Latina, el acceso a lugares de residencia cercanos a las centralidades
metropolitanas dista mucho de ser una condición negativa, como lo sería en la
concepción norteamericana. Por el contrario, resulta crítico en sus estrategias de
supervivencia y de acceso a oportunidades (Sabatini et al, 2001; Sabatini y
Sierralta, 2006).
De las tres dimensiones restantes, Sabatini et al (2001) toma dos de ellas,
aduciendo que la dimensión de aglomeración corresponde más bien a un
fenómeno espacial similar a la segregación. Medida como es medida, la
segregación residencial tiende a ser sinónimo de aglomeración, y su principal
falencia reside en mezclar cuestiones metodológicas y teóricas puesto que lo que
hace es calcular el nivel de segregación residencial a una escala mayor a las
usualmente utilizadas en los estudios (Sabatini y Sierralta, 2006). Muchos
estudios de segregación residencial están tomando el indicador global de Moran y
su derivado, el indicador local de autocorrelación espacial (LISA) propuesto por
Anselin (1995) como medidor de la segregación. Si bien es un buen predictor de
la aglomeración, no es menos cierto que lo que miden no es segregación, sino el
comportamiento de variables que el o los investigadores han elegido para
operacionalizar segregación a escalas mayores que las unidades de análisis y el
rol de contagio del entorno.
En cambio, las dimensiones referidas a uniformidad y aislamiento son
tomadas en cuenta, puesto que refieren a los aspectos más salientes del
fenómeno de la segregación. Una tercera dimensión subjetiva es también
aportada por Sabatini et al (2001).
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 23 -
De acuerdo a Sabatini et al (2001) la segregación consta de tres
dimensiones: (1) la tendencia de los grupos sociales a concentrarse en algunas
áreas de la ciudad; (2) la conformación de áreas o barrios socialmente
homogéneos; y (3) la percepción subjetiva que los residentes tienen de la
segregación "objetiva" (las dos primeras dimensiones).
Cabe explicar lo que el autor entiende por cada una de estas dimensiones.
La dimensión 1 tiene que ver con el grado de concentración espacial que un grupo
social tiene. Es por tanto, una condición social relacionada al modo de habitar el
territorio urbano (concentrada o dispersamente). La dimensión 2 refiere al atributo
espacial heredado de la aptitud de los grupos sociales de compartir residencia con
otros en áreas de la ciudad, haciéndolas heterogéneas u homogéneas. El nombre
de exposición viene dado porque se deduce que un área homogéneamente
constituida va a brindar a sus habitantes menores chances de contacto a
individuos de otro grupo social. Por último, la dimensión subjetiva es básicamente
la percepción que se tiene de las dimensiones objetivas antes planteadas.
(Sabatini et al, 2001; Sabatini y Sierralta, 2006)
Por ejemplo, las nociones de “barrio alto” o “barrios populares periféricos”
calzan bien para intentar una explicación más pedestre a esta definición
tridimensional. El barrio alto aparece en los imaginarios urbanos para referirse a
un área de concentración de los grupos de élite socioeconómica y se le asocia
una fuerte homogeneidad social, siendo esto, al menos para el caso de Santiago,
una afirmación errada de acuerdo a Sabatini et al (2001). En cambio, los grupos
populares, menos segregados en una primera dimensión puesto que se
encuentran dispersos en gran parte de la ciudad latinoamericana7, pero generan
una homogeneidad social en las áreas que habitan que hace posible la aparición
de una imagen subjetiva de barrio pobre, y en casos extremos, de barrios malos o
peligrosos. Esta estigmatización del territorio en que habitan los pobres es, junto a
7 En Chile, hasta antes del golpe de Estado de 1973 y la posterior erradicación durante el régimen dictatorial, un número importante de pobres habitaban también en el barrio alto de Santiago. En el caso de Brasil las favelas también son muestras de esto.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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la generación de barrios socialmente homogéneos, el gran desafío de políticas
públicas de control de los efectos de la segregación.
Basta decir que uno de los principales aportes de esta definición
tridimensional de Sabatini et al (2001) reside en el entendimiento de la
Segregación residencial no como un problema per sé. La concentración de
residencias de individuos de un grupo social no sugiere problema alguno. Sólo si
esa concentración espacial va de la mano con una segregación también alta en la
dimensión 2 debe ser de cuidado, en tanto permite el desarrollo de procesos de
desintegración social referidos a la marginalidad y la estigmatización. Incluso, un
grupo numeroso -como son los carenciados de la ciudad latinoamericana- puede
estar segregado en dimensión 2 sin estarlo en la dimensión 1.
En términos materiales, Bournazou (2005) sostiene que podría añadirse
una cuarta dimensión al concepto de segregación, referida a la concentración de
desventajas, carencia en la oferta de bienes y servicios urbanos y/o mala
accesibilidad a ellos. El poco atractivo comercial -ligado al desprestigio social del
área o dimensión 3- disminuye el interés de los inversionistas privados a instalar
sus actividades comerciales, y la carga fiscal que supone la densidad de pobres
aglomerados hace mella también en la capacidad fiscal (generalmente la de los
municipios) para la inversión de infraestructuras o servicios de interés social por
cuanto no se reciben tributos de actividades comerciales y porque los habitantes
están generalmente exentos del pago de éstos, lo que significa un pobre
despliegue territorial de la Estructura de Oportunidades.
4.2 De los mecanismos mediante los cuales la segregación residencial genera efectos adversos en barrios de aglomeración de pobres
Hasta ahora hemos hablado de la segregación residencial y de los efectos
sociales adversos que ésta produce, pero poco o nada hemos dicho de los
mecanismos y procesos por los cuales la segregación contribuye a generarlos.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 25 -
En la sección anterior hemos definido el fenómeno y sus dimensiones,
dejando en claro que la segregación en sí misma no es un problema. Sin querer
ser reiterativos, sólo la condición de homogeneidad de los grupos segregados
reviste problemas. La concentración espacial de un grupo en formato de enclave
incluso puede ser beneficiosa al fortalecer vínculos sociales que permiten
mantener y reforzar identidades en riesgo, como en el caso de los enclaves
étnicos de inmigrantes en ciudades multiculturales. Incluso, para grupos sociales
sin identidades definidas (clases medias en consolidación o ascenso social) la
segregación residencial en su dimensión 1 puede ser un potente factor de
creación de esa identidad aun no forjada. Por ejemplo, mudarse al barrio alto
suele ser una conducta frecuente de quienes han ascendido recientemente en la
trama social o de quienes residen en condominios cerrados puestos en barrios de
ingresos más bajos. Si bien las escalas espaciales difieren entre uno y otro
ejemplo, la funcionalidad de la segregación como estrategia de diferenciación y
construcción identitaria (Campos y García, 2004) salta a la vista. En adelante
ahondaremos en el rol de las dimensiones malignas, es decir homogeneidad y
estigma, en el proceso de desintegración social de barrios pobres.
Hasta la segunda mitad de la década de los 80’s, existía entre los
académicos dedicados al estudio de la pobreza urbana un enfoque estructural
conocido como la “cultura de la pobreza”, planteado por Oscar Lewis en la década
del 60’, el cual sostenía que los pobres estaban mermados en sus posibilidades
de ascenso social dado que a través de sucesivas generaciones se habían
acostumbrado a vivir del sistema de bienestar. A lo largo de décadas se habían
incubado en ellos gérmenes de ineptitud e incapacidad para sortear las
dificultades impuestas por la estructura económica. Con la aparición en 1987 del
seminal “The truly disadvantaged: The inner city, the underclass, and public policy”
(Wilson, 1987) cambia el enfoque antes descrito. Estudiando a las minorías
raciales aisladas en los centros históricos de las ciudades norteamericanas, el
autor llega a la conclusión de que el deterioro de estas comunidades coincide con
el progresivo aislamiento social sufrido desde la huida de otros grupos sociales al
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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suburbio. Para Wilson, ese deterioro está dado por la decadencia de los modelos
de rol presentes en los barrios y la pérdida de expectativas en torno a la educación
y el trabajo formal, males de los cuales culpa a la homogeneidad imperante en
esos vecindarios. La consecuencia de este proceso es la formación de guetos de
gente marginada y desafiliada del sistema institucional imperante. Emerge así el
concepto de la “cultura del gueto”.
El proceso A continuación se presenta un esquema conceptual que sirve
para entender el proceso de desintegración social sufrido por barrios populares a
causa de las dimensiones malignas de la segregación. En él se pueden apreciar
dos grandes aportes teóricos que incorporan mecanismos de desintegración
barrial, la teoría del contagio o “efecto barrio” (Jencks y Mayer, 1990) y la
Geografía de Oportunidades (Galster y Killen, 1995).
Esquema 1. Marco Conceptual de los mecanismos por los cuales la segregación genera efectos adversos en grupos
desaventajados. Elaboración propia.
Homogeneidad
Efecto Barrio Geo. de Oportunidades
Efecto Pares(generacional)
Modelos de Rol(Intergeneracional)
Socialización Institucional
Geo. de Oportunidades Objetiva
Geo. de Oportunidades Subjetiva
SEGREGACIÓNRESIDENCIAL
Decisiones/ResultadosIndividuales en la Vida
Elaboración de un discurso y un actuar barrial compartido negativo
(Modificación de valores, preferencias y expectativas respecto al futuro)
Traspaso intergeneracional de experiencias (desesperanza aprendida)
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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A. El Efecto Barrio
Si bien el barrio es concebido y distinguido como el espacio público más
inmediato al abrir la puerta de lo privado (Saraví, 2004) y es generalmente
asociado con una imagen benévola en que lo publico remite a encuentro con el
otro y a diversidad social -donde se forma capital cívico y cultural-, la evidencia
empírica de muchas ciudades da cuenta que la formación de áreas socialmente
homogéneas en pobreza8 donde emergen procesos donde el barrio deja de ser
ese reducto de interacciones positivas para ser un depósito de desventajas -
llevando a los individuos a aumentar los límites de lo privado, disminuyendo la
capacidad de afrontar acciones colectivas y mermando la creación de redes
solidarias; formando conductas, valores y aspiraciones reñidas con la moral
dominante y dificultando la integración social de sus vecinos- que se convierte en
una muralla social, al reproducir condiciones de vida, relaciones sociales y
experiencias que resultan redundantes y poco enriquecedoras (Saraví, 2004).
Este tipo de proceso se presenta cuando se da el fenómeno de “efecto
barrio” (Jencks y Mayer, 1990) que postula que “existen ciertos procesos sociales
ligados al espacio que causan efectos en el proceso de desarrollo de niños y
jóvenes expuestos a una situación de pobreza espacialmente concentrada”
(Flores, 2006). En términos coloquiales, podría citarse el ejemplo de la “manzana
podrida” que contagia su mal a las demás manzanas cercanas. En términos
prácticos, refiere a cuando un individuo, especialmente en crecimiento, es influido
por el barrio en el sistema de valores, preferencias y expectativas que afectan su
proceso de toma de decisiones, como por ejemplo estudiar o desertar del sistema
escolar, ser padres y emanciparse anticipadamente en edad juvenil, obtener
ingresos por vías legales o no, entre otras. Y aquí la dimensión de
Heterogeneidad/Homogeneidad es vital para el devenir de las vidas de los niños y
jóvenes pobres que habitan barrios segregados.
8 Como los guetos negros de Estados Unidos, o los barrios periféricos (banlieues) franceses.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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El efecto barrio se consolida a través de tres mecanismos principales y
cruciales en el desarrollo de los niños y jóvenes. El primero de ellos es el llamado
“efecto de pares”. Como su nombre lo indica, está referido a la influencia que
ejercen individuos de la misma generación o edad sobre un individuo. En un barrio
pobre y homogéneo, mientras más individuos cometan acciones reñidas con la ley
o el sistema de valores imperante en la sociedad, más probabilidades tienen los
niños y jóvenes de acometer las mismas acciones. Un segundo mecanismo,
conocido como efecto de los modelos de rol, indica que los individuos adultos
tienen influencia en la creación de valores y preferencias de los niños y jóvenes,
según cuán inspiradoras sean sus historias de vida y de éxito o fracaso para
construir un imaginario de futuro. Las conductas y acciones de los adultos son
seguidas y replicadas por los menores. El desempleo o las conductas ilícitas en
los adultos sugieren la ausencia de modelos de rol adecuados para los niños y
adolescentes y minan la visión que estos construyen de sus propios futuros.
Finalmente, la socialización institucional remite a la forma en que los adultos
presentes en las instituciones barriales (escuelas, comunidades vecinales, entre
otras) juzgan las capacidades de los niños y jóvenes del barrio, de acuerdo a
prejuicios auto impuestos de las capacidades que esos menores tienen en
comparación con otros coetáneos. En barrios homogéneamente pobres los
jóvenes serán considerados por maestros y padres como ineptos para una carrera
universitaria en comparación con jóvenes que habitan barrios más integrados y
mixtos (Flores, 2006), cuyas instituciones barriales instan al desarrollo de los
menores debido a la mejor impresión que tienen de sus capacidades.
B. La Geografía de Oportunidades
Un segundo gran enfoque para analizar los mecanismos y efectos malignos
de la segregación residencial es el que aportaron Galster y Killen (1995). Como
bien resume Flores, este enfoque “busca relacionar el proceso de toma de
decisiones al contexto geográfico de los individuos. Esta hipótesis propone que
existen variaciones tanto objetivas como subjetivas en el proceso de toma de
decisiones y las restricciones propuestas por el espacio. La estructura, calidad y
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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acceso a las oportunidades-sistemas sociales, mercados e instituciones- varían
objetivamente entre áreas. Al mismo tiempo, los valores, aspiraciones,
preferencias y la percepción sobre los resultados potenciales de las decisiones
tomadas son influenciadas por la red local social, y por este motivo, también
varían geográficamente” (2006: p.201).
Del esquema 2 como de la lectura del párrafo anterior, queda expuesta la
doble dimensionalidad del enfoque. Por un lado se encuentra una dimensión
objetiva, relacionada con el despliegue territorial que la Estructura de
Oportunidades -el conjunto de instituciones privadas y estatales capaces de
ofrecer oportunidades en el mercado laboral y otros servicios, principalmente salud
y educación- tiene en el espacio urbano. Por otro lado, existe una dimensión
subjetiva o prospectiva, que refiere a la percepción que el individuo tiene de la
Estructura de Oportunidades y de las posibilidades de acceder a esa estructura y
tener éxito en ella, de acuerdo a las propias capacidades y características. Esta
percepción depende en gran parte de cómo el individuo estima que estas
características concuerdan con los criterios de selección de la Estructura de
Oportunidades, de acuerdo a la propia experiencia o la de sus pares o modelos de
rol.
Dependiendo de cuán grande sea la brecha entre la Estructura de
Oportunidades –y su despliegue espacial- y la percepción individual, los valores,
expectativas y preferencias van moldeándose negativa o positivamente, afectando
a la posterior toma de decisiones individuales. En barrios homogéneos en
pobreza, cuando las características individuales (generalmente deficitarias para la
Estructura de Oportunidades, tanto por la acumulación de pasivos como por el
estigma asociado al barrio de procedencia) hacen del fracaso una experiencia
reiterada, se sientan las bases para la renuncia al sistema institucional de la
educación y el trabajo formal, y a través de las redes locales se desencadenan
mecanismos de contagio a través de pares y traspaso intergeneracional mediante
los modelos de rol.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 30 -
Asimismo, las redes locales son muy ineficaces para generar capital social
y para poder insertar a los jóvenes en el mercado laboral. La nula diversidad social
y el aislamiento hacen de los vínculos -tanto fuertes como débiles- entre iguales
una fuente de información redundante y poco eficiente a la hora de buscar y
conseguir empleos, así como para poder afrontar colectivamente amenazas
externas al barrio (Granovetter, 1973).
De este modo, la segregación va degradando las chances de los individuos
y los barrios donde estos viven, alejando a las personas de la estructura de
oportunidades en términos objetivos y simbólicos. Desde un punto de vista
absoluto alejándolos del despliegue territorial de las oportunidades. A tal punto
que para Bournazou (2005) la segregación negativa (vinculada a la homogeneidad
y el estigma) “se relaciona con deficiencias en la dotación de bienes de consumo
colectivo y en la accesibilidad a los espacios en cuestión”. En términos simbólicos,
invisibilizando las oportunidades o dándoles a entender que por su procedencia no
tienen chances al enfrentarse al set de criterios exigidos por la estructura de
oportunidades para ingresar al mercado laboral formal, y generando una
sensación de estar de más (Sabatini et al, 2001), dando pie a la creación de
subculturas marginales donde la intersubjetividad barrial común es la de la
desesperanza en el sistema institucional (Crane, 1991; Kaztman, 2001).
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 31 -
Esquema 2. Marco conceptual de la teoría de la Geografía de Oportunidades. Tomado de Galster y Killen (1995)
Cuando el relato se hace común a la gran mayoría de las personas que
habitan el barrio - dando pie a un pesimista discurso único- es posible que los
valores, aspiraciones y preferencias que guían las decisiones de los individuos
viren en sentido contrario a lo estipulado por el discurso dominante en la sociedad,
dando pie así a la ya mencionada “cultura del gueto” (Wilson, 1987) en la que el
relato común (la intersubjetividad barrial) es el de la desesperanza en sí mismo, en
el colectivo, y en la sociedad.
El mayor problema de la generación de este pesimismo barrial compartido o
“desesperanza aprendida” es que más allá de la desafiliación de los jóvenes del
sistema institucional dominante, se sientan los precedentes para que actitudes y
conductas desviadas sean sucesivamente juzgadas con mayor laxitud moral. La
socialización colectiva necesaria para que padres y adultos impriman en los
menores los valores sociales requeridos para el desarrollo personal y social se
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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vuelve también menos benigna, posibilitando la emergencia de subculturas
marginales que ven en las actividades ilícitas y la asociación criminal estrategias
de vida legítimas. En un estudio hecho por Manksi (2000, citado en Larrañaga y
Sanhueza, 2007) este clasifica tres canales de interacción -por los cuales
transitan los mecanismos del efecto barrio- por los que estas conductas se
instalan en los barrios marginales segregados. En primer lugar, un canal de
interacción que modifica las preferencias de acuerdo al orden de preferencias de
otros habitantes del barrio. Es decir, una actividad ilícita tiene mayores chances de
desarrollarse en un barrio donde la mayoría de los individuos considera que no es
una conducta reprochable y la prefiere antes que estrategias formales de
supervivencia. En segundo lugar, un canal asociado a las expectativas que se
tienen del desarrollo de una actividad ilegal y las consecuencias esperadas de
ella. Si más individuos del barrio se drogan o alcoholizan sin consecuencias
evidentes, es más probable que otros jóvenes sigan el ejemplo y comiencen a
drogarse. Finalmente, un canal que considera las limitantes para el desarrollo de
actividades reñidas con la ley expresa que si las instituciones preocupadas del
orden social no dan abasto para mantener a raya el crimen, se reduce la
posibilidad de limitación y castigo para quienes realizan esas actividades.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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V. HIPÓTESIS Y OBJETIVOS
Barrios insertos en zonas alejadas de las oportunidades y de vasta
homogeneidad social - es decir, barrios populares segregados - van a incidir
negativamente en la toma de decisiones de los jóvenes respecto a la educación, el
trabajo y la fertilidad, disminuyendo su confianza hacia ellos como factores de
ascenso social, invisibilizando o alejando las oportunidades proporcionadas por la
Estructura de Oportunidades y haciéndoles sentir discriminados por el Mercado de
Trabajo y las instituciones. El resultado serán tasas de problemas sociales como el
retraso escolar, la maternidad adolescente y el desempleo e inactividad juvenil
más altas en zonas más homogéneamente pobres.
Por el hecho de que los individuos de sectores populares cuentan con
menos activos educacionales y sociales, esto no tiene ninguna novedad. La
hipótesis postula que -considerando en el análisis solo a los individuos pobres- los
problemas sociales afectan más a los jóvenes que viven en áreas de alta
concentración de pobres que a aquellos que viven en áreas en las cuales
otros grupos sociales también habitan.
La pérdida de diversidad a consecuencia de la homogeneidad de la pobreza
debilita aun más las escasas fuentes de información laboral, mientras los modelos
de rol indican la fuerte precariedad e inestabilidad del empleo, lo que redunda en
la renuencia de los jóvenes a insertarse a ese mundo. Por otra parte, se gesta y se
dispersa entre pares jóvenes la sensación de que la enseñanza escolar, necesaria
para el ámbito laboral, no reditúa y es prescindible. Desafiliarse de las
instituciones, es decir, convertirse en inactivos, es el resultado de esta secuencia
de decisiones tomadas bajo la influencia de un sistema valórico modificado por la
homogeneidad social reinante en los barrios segregados.
Paradojalmente, esta relación se da con mayor fuerza en un contexto
histórico en el que -al cabo del último periodo intercensal- la segregación
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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residencial ha disminuido y paralelamente los efectos negativos de ésta han
aumentado.
Objetivo General
Explorar los efectos de la segregación residencial socioeconómica sobre las tasas
de problemas sociales entre los grupos populares, como son: a) el rezago
escolar en jóvenes entre 15 y 19 años; b) la maternidad adolescente en mujeres
de entre 14 y 20 años; y c) la inactividad juvenil en individuos entre 15 y 24 años.
Todo lo anterior para distintas escalas de medición del Gran Santiago y
controlando por género9, en el período intercensal 1992-2002.
Objetivos Específicos
Describir y mapear la evolución de la segregación residencial y de sus efectos en
el AMGS, para el período intercensal 1992-2002.
Analizar el efecto neto de la segregación residencial socioeconómica a distintas
escalas en las tasas de retraso escolar en hombres y mujeres pobres entre 15 y
19 años.
Analizar la correspondencia de la segregación residencial socioeconómica a
distintas escalas con las tasas de maternidad adolescente en niñas pobres de 14 a
20 años.
Analizar el efecto neto de la segregación residencial socioeconómica a dos
distintas escalas en las tasas de inactividad juvenil en hombres y mujeres pobres
entre 15 y 24 años.
Contribuir a la discusión académica en torno a la medición de los efectos sociales
de la segregación residencial socioeconómica. 9 Salvo en el caso obvio de maternidad adolescente.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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Aportar lineamientos para la creación de políticas públicas urbanas orientadas a la
mitigación de los efectos de la Segregación residencial a través de la comprensión
del fenómeno.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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VI. MATERIALES Y MÉTODOS
La componente empírica de esta tesis ha sido desarrollada mediante el
análisis de microdatos censales correspondiente a los censos nacionales de
población y vivienda de los años 1992 y 2002 realizados por el Instituto Nacional
de Estadísticas (INE).
El procesamiento de estos datos -posible gracias a la utilización del
programa de procesamiento de microdatos censales REDATAM SP+,
confeccionado por CELADE/CEPAL- nos permitió:
A. Estratificar los hogares del AMGS en 5 grupos socioeconómicos
Como en nuestro país el acceso a información sobre ingreso real de los
individuos y hogares es materia de secreto estadístico, para definir grupos
socioeconómicos debimos utilizar un proxy de ingreso del hogar10, cuyo proceso
de confección detallamos enseguida.
El primer paso fue otorgar al hogar un puntaje de acuerdo a la posesión de
una batería de bienes, considerando el grado de penetración que cada uno tenía
en el Área Metropolitana de Santiago en 1992 y 2002.
Una vez escogidos y sabidas sus tasas de penetración, les otorgamos un
ponderador en relación a su grado de escasez con base 1000. Esto significa que
para un hogar que posea todos los bienes de la batería, su puntaje debe ser 1000,
mientras aquel hogar que no posea ninguno de los bienes debe ser 0. El peso de
cada bien se calcula por regla de tres de la siguiente manera:
1000=∑=
BnXEBi
10 Se consideraron todos los hogares en viviendas no colectivas y con habitantes presentes.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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Donde EBi es la escasez de un bien de la batería, ∑ Bn es la sumatoria de
las tasas de escasez de todos los bienes y X el ponderador para el bien. Los
bienes incorporados son:
2002 1992
- Automóvil particular
- Computador Personal
- Horno Microondas
- Internet
- Refrigerador
- Teléfono fijo
- Teléfono móvil
- Televisor color
- TV por cable
- Videoreproductor
- Automóvil particular
- Equipo de Musica
- Lavadora
- Lavadora programable
- Microondas
- Refrigerador
- Teléfono
- Televisor color
- Videoreproductor
Por otro lado, consideramos la educación del jefe de hogar como indicador
del capital educativo del hogar. El criterio es similar al utilizado para los bienes
materiales, con la diferencia de que para el caso de la educación se trabajó con la
escasez acumulada de los distintos niveles de instrucción del jefe de hogar. El
nivel más escaso (superior universitario o profesional completo) es aquel que
obtendrá el mayor puntaje posible en el rango 0-1000.
1000==
ENsXEaNi
Donde EaNi es la escasez acumulada para un nivel de instrucción dado, y
ENs es la escasez del nivel superior (o más escaso, si se quiere). Las categorías o
niveles educacionales elaborados para ambos censos fueron:
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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- Sin educación
- Básica incompleta
- Básica completa
- Media incompleta
- Media completa
- Técnica media incompleta
- Técnica media completa
- Técnica superior incompleta
- Técnica superior completa
- superior (IP o universidad) incompleta
- superior (IP o universidad) completa
Con ambos puntajes (de bienes de equipamiento y de nivel de instrucción)
aplicamos un índice que combina ambos. Esto mediante la suma de ambos
puntajes y la posterior división por dos. Luego, hemos procedido a clasificar en los
distintos estratos de población, estableciendo para tal fin los percentiles 10, 45, 70
y 90 de la distribución del índice combinado o índice Educación y Equipamiento.
Los estratos resultantes son los mismos utilizados frecuentemente en Chile por los
estudios de mercado, vale decir: E, D, C3, C2 y ABC1. Para efectos de este
estudio, consideramos como pobres a los hogares e individuos pertenecientes a
los estratos E y D quienes representan aproximadamente el 45% más pobre de la
sociedad santiaguina para ambos años estudiados.
Cabe destacar que esta técnica ha sido desarrollada por la AIM, asociación
que reúne a las empresas de investigaciones de mercado en Chile. Dado que
existen algunas diferencias entre las empresas más importantes, hemos escogido
la de Collect (2004).
B. Medir los cambios en los patrones de segregación residencial
del AMGS
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 39 -
Con los datos de estratificación de hogares realizamos la medición de la
segregación residencial en sus dimensiones objetivas para ambos censos, para
explorar la tendencia experimentada en el periodo. El primer índice utilizado fue el
de Duncan (Duncan y Duncan, 1955) convencionalmente empleado por
investigadores y académicos alrededor del mundo para medir la dimensión 1. Este
índice entrega una cifra global para un área dada (un país, una ciudad, una
comuna, etc.) que expresa el porcentaje de hogares o individuos pertenecientes a
determinado grupo social que debieran mudarse de área de residencia para
quedar en una situación de equilibrio respecto a otro grupo o al resto de la
sociedad. En tanto, la dimensión 2 fue medida aplicando el Índice de Aislamiento
propuesto por Massey y Denton(1988) para expresar la probabilidad que tiene un
hogar o individuo de residir en la misma unidad territorial que otro hogar o
individuo perteneciente a su misma condición social. Las ecuaciones de ambos
índices se presentan a continuación.
12
Donde:
D: Índice de Duncan
IA: Índice de Aislamiento
ai: Número de hogares del grupo A residentes en un área i de la ciudad
A: Número total de hogares del grupo A en la ciudad
bi: Número de hogares del grupo B residentes en un área i de la ciudad
B: Número total de hogares del grupo A en la ciudad
pi: Número total de hogares de área i
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 40 -
C. Analizar la relación entre segregación residencial y patologías sociales entre los jóvenes pobres
Otra aplicación del proxy de ingreso que nos permitió realizar la
estratificación socioeconómica de hogares del AMGS fue contabilizar la cantidad
de hogares pobres por zonas y distritos censales, así como aislar del marco
censal a aquellos individuos pertenecientes a los estratos considerados como
pobres, para aislar el efecto lógico que la pobreza en si misma tiene sobre los
problemas sociales que captan nuestro interés.
Con esto construimos un indicador referido al porcentaje de hogares pobres
respecto al total de hogares de cada área, que refleja de buena manera lo que
hemos considerado como dimensión maligna de la segregación (Sabatini et al,
2001; Sabatini et al, 2005, Sabatini y Sierralta, 2006). Esta variable se utilizará
como variable explicativa del comportamiento de las variables que hemos definido
como efectos causales de la segregación residencial de los pobres. La variable
explicativa ha sido construida de la siguiente manera:
100
Donde
PHPi: Porcentaje de hogares pobres
Hedi: Número de hogares pobres en el área i
Hi: Número de hogares en el área i
En primer lugar, hemos querido explorar la influencia que la segregación
residencial tiene en el desempeño escolar de los individuos pobres de ambos
sexos entre 15 y 19 años, Construyendo una tasa porcentual en el que todo aquel
individuo que tiene dos o más años de retraso escolar es considerado rezagado.
El índice proviene de la siguiente ecuación.
100
Donde
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 41 -
TRedi: Tasa de rezago escolar jóvenes pobres en área i
JRedi: Jóvenes pobres rezagados en el área i
Jedi: Total de jóvenes pobres en el área i
Luego, hemos confeccionado una tasa de maternidad de las adolescentes
pobres entre 14 y 20 años, con el fin de explorar el efecto explicativo que tiene
sobre ella la segregación residencial. Hemos considerado madres adolescentes
pobres a todas aquellas jóvenes entre 14 y 20 años que según los censos eran
madres. La tasa fue calculada tal como se muestra a continuación.
100
Donde
TMAedi: Tasa de maternidad adolescente pobres área i
MAedi: Madres adolescentes pobres en el área i
Aedi: Total de mujeres adolescentes pobres en el área i
Finalmente, calculamos la tasa de inactividad juvenil para jóvenes pobres
de ambos sexos entre 15-24 años. Son aquellos jóvenes que en el censo, ante la
pregunta por la situación laboral de la semana previa, contestaron estar
desempleados, no haber trabajado nunca ni buscar empleo, y además, no estar
estudiando. La ecuación es la que sigue.
100
Donde
TIJedi: Tasa de inactividad juvenil de pobres área i
JIedi: Jóvenes inactivos pobres en el área i
Jedi: Total de jóvenes pobres en el área i
Como de lo que aquí se trata es de establecer la relación entre el fenómeno
de la segregación y los efectos que se supone provoca en barrios pobres, hemos
desarrollado un análisis relacional, teniendo como variable independiente el
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 42 -
porcentaje de hogares pobres (E y D) por área i. Esta puede corresponder tanto a
distritos censales como a zonas censales. Hemos tratado de calcular a estas dos
escalas para ver el comportamiento de la relación es más fuerte a una escala que
a otra.
Lo primero que hemos hecho ha sido una matriz de correlación simple entre
nuestra variable independiente y las dependientes. En el(los) caso(s) que la
correlación sea baja o no significativa, desecharemos cualquier intento explicativo
posterior.
En segundo lugar, con las variables estadísticamente correlacionadas con
nuestra variable de segregación, hemos realizado análisis de regresión lineal
simple. La utilidad de esta técnica es que nos ha dicho en qué sentido las
variables se relacionan, pero también en qué medida. Esto es, el porcentaje de
explicación que la variable independiente tiene sobre el comportamiento de las
variables explicadas. Al establecer la regresión, el modelo entregó el cambio
sufrido por la variable explicada cuando la variable explicativa aumenta o
disminuye en una unidad (en este caso, un punto porcentual).
Aun cuando el análisis descrito nos permitió conocer la magnitud del
cambio de cada variable explicada en razón del cambio en una unidad de la
variable explicativa, no nos permitía entender cómo se comportaban los efectos
cuando teníamos tipos de áreas. Por esto, categorizamos la variable
independiente (porcentaje de hogares pobres) en quintiles primero, y luego en
clusters de aglomeración11 de acuerdo al indicador local de autocorrelación
espacial (LISA) diseñado por Anselin (1995)12, el que nos permitía definir áreas de
alta y baja aglomeración de hogares pobres, así como islas de riqueza y pobreza y
áreas neutras. Tanto como con la variable categorizada en quintiles como en
clusters de pobreza, pudimos realizar un análisis de regresión lineal simple, pero
11 Hemos definido clusters considerando 1 y 2 vecinos colindantes, tanto para distritos como para zonas censales, en ambos años. 12 Ver más del procedimiento en Anselin (1995)
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 43 -
esta vez en lugar de utilizar la variable dependiente en forma continua, la
utilizamos como categorías discretas.
Al trabajar con categorías de áreas, estamos viendo el cambio en el
comportamiento de la variable explicada cada vez que cambia la categoría de la
variable independiente. Al entregar coeficientes de regresión parciales, específicos
a cada categoría, esta técnica nos sirvió para entender el impacto que produce en
la variable explicada el cambio de una a otra categoría. Para eso, la técnica deja
una de las categorías como celda o grupo de referencia como estadio 0, y los
resultados de las demás categorías expresan la diferencia entre ellos y esa
situación de referencia.
Para cerrar este capítulo metodológico, sólo señalar que hemos escogido
estos tres efectos de la segregación por dos motivos principales: (a) primero,
porque son los que los censos de 1992 y 2002 nos permiten calcular. Es decir, por
una cuestión meramente de disponibilidad de los datos, lo cual constituye una
limitante. Otros efectos o patologías sociales como la drogadicción, alcoholismo o
incursión en actividades ilícitas se encuentran en otras fuentes de información,
desagregadas a otros niveles territoriales o bien carentes de información espacial,
o sujetas a secreto estadístico; y (b) porque son los efectos más descritos por la
literatura internacional como síntomas del gueto. Asimismo, hemos señalado
anteriormente que estos tres efectos estudiados constituyen parte de una cadena
de acumulación de pasivos sociales por parte de los jóvenes pobres que termina
desafiliándolos del sistema institucional dominante. Esta cadena comienza con la
exposición a ambientes poco estimulantes para el desarrollo intelectual de los
niños en edad preescolar (ver Clark-Stewart y Apfel, 1979; Brooks-Gunn et al,
1993), continúa con los malos rendimientos en etapa escolar y la posterior
deserción (Garner y Raudenbush, 1991; Crane, 1991, Clark, 1992; Haveman y
Wolfe, 1994; Duncan, 1994) y en el caso de las mujeres jóvenes, la mayor
probabilidad de quedar embarazadas fuera del matrimonio (Crane, 1991, Hogan y
Kitagawa, 1985; Haveman y Wolfe, 1994), y concluyen con la no participación en
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 44 -
la fuerza laboral (Case y Katz, 1991; Massey, Gross y Eggers, 1991, O’Regan,
1993; Enberg y Kim, 1993). En donde estos procesos se imbrican y aparece el
gueto, la consecuencia es la aparición de actividades reñidas con la ley (Case y
Katz, 1991).
En el próximo capítulo presentaremos los resultados, organizados en tres
secciones. Primero, los resultados de la estratificación socioeconómica del gran
Santiago. Segundo, los resultados de la medición de la segregación residencial en
sus dimensiones 1 y 2. Finalmente, los resultados de los análisis de correlación y
regresión lineal simple.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 45 -
VII. RESULTADOS
7.1 Resultados de la estratificación socioeconómica, 1992 2002
En 1992, la estratificación social del Área Metropolitana del Gran Santiago
estaba compuesta por 116.732 hogares E, 422.026 hogares D, 291.773 hogares
C3, 246.460 hogares C2 y 119.685 hogares ABC1, dando un total de 1.196.076
hogares en las 34 comunas del AMGS. Porcentualmente, la composición era de
un 9,7% de hogares E, 35,3% de hogares D, 24,4% de hogares C3, 20,6%de
hogares C2 y 10,1% de hogares ABC1.
Para 2002, la estratificación social del AMGS fue de 149.406 hogares E,
519.710 hogares D, 371.738 hogares C3, 296.129 hogares C2 y 148.967 hogares
ABC1, sumando un total de 1.485.950 hogares. Esto significa un 10,1% de
hogares E, un 34,9% de hogares D, 25% de C3, 20% de hogares C2 y 10% de
ABC1.
Es posible ver que la situación no varió mucho en el periodo intercensal,
pues como ya explicamos, en ambos años las empresas de Estudios de Mercado
han mantenido la convención de aplicar los cortes en los mismos percentiles de la
distribución del seudo-ingreso. A continuación se presenta una tabla resumen con
el número de hogares por GSE para ambos años.
Número de Hogares por GSE, AMGS 1992‐2002
E D C3 C2 ABC1 Total 1992 116.132 422.026 291.773 246.460 119.685 1.196.076 2002 149.406 519.710 371.738 296.129 148.967 1.485.950
Tabla 1. Composición social del AMGS en 1992 y 2002. Fuente: Elaboración propia en base a datos Censo 1992 y 2002, INE.
En los mapas 1 a x del capítulo de anexos se presenta la distribución
espacial de los distintos estratos socioeconómicos para 1992 y 2002.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 46 -
7.2 Resultados de la medición de la segregación residencial en 19922002
Los resultados de la medición de las dimensiones objetivas de la
segregación residencial para 1992 y 2002 nos permitieron apreciar que en 1992 el
grupo más segregado en la dimensión 1 es el ABC1, mientras que el menos
segregado es el C3. Si el 54,5% de los hogares ABC1 debía cambiar de
residencia para lograr una distribución uniforme en el AMGS, tan sólo el 10,8% de
los hogares C3 debía realizar la misma acción. Los grupos que nos interesan, E y
D, se distribuían de una manera similar en 1992. Alrededor de 1 de cada 4
hogares de cada grupo debía mudarse de comuna. Como observarán (ver tabla),
los índices de cada grupo aumentan conforme la escala de la unidad de análisis
se reduce. Hablaremos de ello luego. DUNCAN AMGS 1992
ABC1 C2 C3 D E COMUNA 0.545 0.241 0.108 0.246 0.248 DISTRITO 0.588 0.289 0.128 0.284 0.297 ZONA 0.624 0.332 0.147 0.318 0.345 MANZANA 0.694 0.412 0.239 0.380 0.464
Tabla 2. Índices de disimilaridad de Duncan para 1992, por estrato socioeconómico y a distintas escalas de análisis. Elaboración propia en base a censo de 1992, INE.
La medición de la dimensión 2 muestra una situación distinta. El grupo más
segregado en esta dimensión es el grupo E. La probabilidad de que un hogar E
resida en la misma área que otro hogar del mismo grupo varía entre un 87.9% a
nivel comunal y un 79,6% a nivel de manzanas. Sorprendentemente, el grupo que
presenta menores niveles de aislamiento es el D, cuyos índices varían entre 59 y
53% aproximadamente, entre las mismas escalas mencionadas para E. AISLAMIENTO AMGS 1992
ABC1 C2 C3 D E COMUNA 0.685 0.744 0.753 0.594 0.875 DISTRITO 0.654 0.740 0.732 0.577 0.862 ZONA 0.631 0.736 0.716 0.565 0.848 MANZANA 0.576 0.705 0.669 0.530 0.796
Tabla 3. Índices de Aislamiento para 1992, por estrato socioeconómico y a distintas escalas de análisis. Elaboración propia en base a censo de 1992, INE.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 47 -
En 2002, algunos cambios notables se observan. Aun cuando el grupo más
segregado continúa siendo el ABC1, la magnitud de su distribución concentrada
baja considerablemente. Si en 1992 el 54% de los hogares pertenecientes a ese
estrato debían cambiar su comuna de residencia, en 2002 esa cifra se redujo en
casi 10 puntos porcentuales, llegando a 44,8%. Aunque aumentó su concentración
levemente a escalas menores a la comunal, el estrato C3 siguió siendo el grupo
menos segregado en dimensión 1, con un índice de Duncan a nivel comunal de
10,8%, al igual que en 2002. Los grupos E y D en tanto tuvieron concentraciones
distintas de acuerdo a la escala, sin variar más allá de uno o dos puntos
porcentuales en ambos sentidos. En las siguientes tablas y gráficos se aprecia
mejor el cambio del indicador de concentración.
DUNCAN AMGS URBANO 2002
ABC1 C2 C3 D E COMUNA 0.448 0.240 0.108 0.228 0.256 DISTRITO 0.581 0.313 0.136 0.289 0.321 ZONA 0.612 0.347 0.156 0.317 0.357 MANZANA 0.680 0.416 0.240 0.376 0.452
Tabla 4. Índices de disimilaridad de Duncan para 1992, por estrato socioeconómico y a distintas escalas de análisis. Elaboración propia en base a censo de 2002, INE.
Diferencias Duncan
ABC1 C2 C3 D E COMUNA ‐0.10 0.00 0.00 ‐0.02 0.01 DISTRITO ‐0.01 0.02 0.01 0.01 0.02 ZONA ‐0.01 0.02 0.01 0.00 0.01 MANZANA ‐0.01 0.00 0.00 0.00 ‐0.01
Tabla 5. Diferencias en los Índices de disimilaridad de 1992 y 2002. Elaboración propia en base a censo de 1992 y 2002, INE.
Efe
Gráfico
segre
4 pun
un ho
anális
ABC1
los AB
poco
hogar
aislam
Tabla 6
ectos de la segrega
o 1. Diferencias
Por su p
egaron leve
ntos porcen
ogar similar
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BC1 a esca
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CDZM
6. Índices de Ais
ación residencial so
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parte el índ
mente en l
ntuales más
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s. En el tra
eron muy li
ala de man
punto porc
trato distint
magnitudes
COMUNA DISTRITO ZONA MANZANA slamiento para
‐0,12
‐0,10
‐0,08
‐0,06
‐0,04
‐0,02
0,00
0,02
0,04
ABC1
ocioeconómica en
de disimilaridad2
dice de ais
a dimensió
s de probab
992. La tend
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nzanas. En
centual de
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similares.
AISLAMIE
ABC1 0.7290.6790.6560.604
2002, por estrapropia en bas
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Diferenc
n los jóvenes de ex
- 48 -
d de 1992 y 20022002, INE.
slamiento m
ón 2. Para 2
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chances de
tendencia
ENTO AMGS
C2 C0.759 0.0.732 0.0.719 0.0.677 0.
ato socioeconómse a censo de 20
C3
cias Duncan
xtracción popular e
2. Elaboración
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2002, un h
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C3 D .738 0.603.732 0.581.727 0.570.697 0.537
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a censo de 1992
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UNA
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2 y
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Tabla 7
Gráfico
7.3 simp A.
signifi
popul
En la
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1992
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7. Diferencias e
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Resultadple, 1992
Result
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COMUNA DISTRITO ZONA MANZANA en los Índices de
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0,01
0,00
0,01
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0,05
ABC1
Di
ocioeconómica en
Dife
ABC1‐0.0‐0.00.00.0
e disimilaridad 2
de disimilaridad2
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análisis de
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- 49 -
erencias Expo
C2 C1 0.011 0.000 0.000 0.01de 1992 y 20022002, INE.
d de 1992 y 20022002, INE.
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C3 D ‐0.01 0.0‐0.01 0.0‐0.01 0.0‐0.01 0.0
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1992‐2002
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E 01 0.04 00 0.02 00 0.02 01 0.03 propia en base a
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COMUNA
DISTRITO
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a censo de 1992
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y
y
es
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la
ás
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 50 -
de un tercio de las mostradas por la tasas de inactividad juvenil general y
femenina en 1992. Para 2002, en cambio, la relación entre segregación e
inactividad juvenil se hace más potente y aumenta considerablemente (alrededor
del doble que en 1992). En el siguiente capítulo hablaremos de las diferencias de
género que a nuestro entender podrían explicar esta situación.
Las otras tasas usadas para definir problemas sociales no presentan
correlaciones significativas, a excepción de la tasa de retraso escolar en mujeres
por distrito en 1992. A pesar de que su coeficiente de correlación indica alguna
correlación (0,34), los resultados de los demás niveles y años no muestran una
tendencia consistente, y hemos optado por no continuar analizando la relación
entre esta variable y segregación, así como tampoco las otras tasas de rezago
escolar y maternidad, en cuyos casos el análisis de correlación sugiere la
ausencia de relación estadística. También discutiremos de aquello en el próximo
capítulo.
Tabla 8. Correlaciones simples entre el porcentaje de hogares pobres (E y D) y problemas sociales, para zonas y
distritos censales, 1992 y 2002. Elaboración propia en base a datos de los censos de 1992 y 2002, INE.
B. Resultados del análisis de regresión lineal simple
Por una cuestión de orden, debemos separar el análisis de los resultados
entregados por los análisis de regresión, según la forma en que hemos trabajado
la variable independiente. A continuación se describen los resultados para las
tasas de inactividad juvenil en pobres general, en hombres y en mujeres, por
zonas y distritos censales, y su relación con la variable porcentaje de hogares
Porcentaje de HogaresPobres por Zona 1992
Porcentaje de HogaresPobres por Distrito 1992
Porcentaje de Hogares Pobres por Zona 2002
Porcentaje de HogaresPobres por Distrito 2002
Diferenciazonal
Diferencia distrital
R Pearson 0.670 0.797 0.709 0.805 0.039 0.008Sig. (2 colas) 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000R Pearson 0.243 0.337 0.509 0.600 0.266 0.263Sig. (2 colas) 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000R Pearson 0.691 0.813 0.681 0.807 ‐0.009 ‐0.007Sig. (2 colas) 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000R Pearson 0.091 0.133 0.000 0.041 ‐0.091 ‐0.092Sig. (2 colas) 0.007 0.029 0.998 0.451 0.991 0.422R Pearson 0.108 0.204 0.023 ‐0.040 ‐0.085 ‐0.243Sig. (2 colas) 0.001 0.001 0.442 0.465 0.440 0.464R Pearson 0.035 ‐0.021 0.014 ‐0.052 ‐0.021 ‐0.031Sig. (2 colas) 0.305 0.735 0.649 0.344 0.344 ‐0.391R Pearson 0.142 0.342 0.040 0.027 ‐0.102 ‐0.314Sig. (2 colas) 0.000 0.000 0.185 0.616 0.185 0.616
881 272.000 1125 340 244 68
Tasa de RezagoEscolar Hombres E y DTasa de RezagoEscolar Mujeres E y D
N
Correlaciones Tasa de Inactividad Juvenil E y DTasa de Inactividad Juvenil Hombres E y D Tasa de Inactividad Juvenil Mujeres E y DTasa de Maternidad Adolescente E y DTasa de RezagoEscolar E y D
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 51 -
pobres por área, siendo ésta continua, discretizada en quintiles o bien como
clusters de uno o dos vecinos de colindancia. Los resultados -ordenados en
tablas- se encuentran en el capítulo de anexos.
1. En 1992 la segregación (medida como variable continua) explicaba a nivel
de zonas censales un 44,9% de la varianza de la tasa de inactividad juvenil
general, un 5,8% de la masculina y un 47,6% de la femenina. Por el
aumento en un punto en la variable independiente, significaba un aumento
de 0,2 puntos porcentuales de aumento en la tasa de inactividad juvenil, un
aumento de 0,04 puntos porcentuales en la masculina y 0,364 en la
femenina. A nivel de distritos, la explicación de la varianza crecía a un
63,4% de la varianza de la inactividad juvenil general, 11,10% en la
masculina y 66,6% en la femenina. Por cada punto de aumento en la
variable independiente, las tasas aumentaban 0,210, 0,046, y 0,392 puntos
porcentuales en las tasas de inactividad juvenil general, masculina y
femenina, respectivamente.
Para el año 2002 la explicación de la segregación sobre el comportamiento
de la varianza aumentó en las tasas de inactividad juvenil y en ambas
escalas, a excepción de la inactividad juvenil femenina, que disminuye
alrededor de un punto porcentual en zonas y distritos. Así, a escala zonal
en 2002, la segregación residencial explicaba el 50,2% de la varianza de la
inactividad juvenil general, 25,9% de la masculina y 46,3% de la femenina.
A escala distrital, la segregación explicaba en 2002 un 64,7% del
comportamiento de la inactividad juvenil general, un 35,8% de la masculina,
y un 65% de la femenina. Por el aumento de una unidad porcentual en la
segregación, la inactividad juvenil aumentaba 0,227 y 0,237 por zonas y
distritos, respectivamente. La inactividad juvenil masculina variaba 0,129 y
0,127 y la femenina 0,318 y 0,335 puntos porcentuales por cada punto
porcentual de aumento de la segregación. La tabla 9 resume estos datos.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 52 -
En 1992 la segregación explicaba:
Inactividad Juvenil E y D
Inactividad Juvenil en Hombres E y D
Inactividad Juvenil en Mujeres E y D
En zonas censales 44.90% 5.80% 47.60% En distritos censales
63.40% 11.10% 66.60%
Por un punto de aumento del porcentaje de hogares e y d, el efecto aumentaba: En zonas censales 0.200 0.044 0.364 En distritos censales
0.210 0.046 0.392
Mientras en 2002:
Inactividad Juvenil E y D
Inactividad Juvenil en Hombres E y D
Inactividad Juvenil en Mujeres E y D
En zonas censales 50.20% 25.90% 46.30% En distritos censales
64.70% 35.80% 65%
Por un punto de aumento del porcentaje de hogares e y d, el efecto aumentaba: Inactividad
Juvenil E y D Inactividad Juvenil en Hombres E y D
Inactividad Juvenil en Mujeres E y D
En zonas censales 0.227 0.129 0.318 En distritos censales
0.237 0.127 0.335
Tabla 9. Resumen del efecto de la segregación residencial medida como porcentaje de hogares pobres sobre las tasas de inactividad juvenil de jóvenes pobres general, masculina y femenina. Elaboración propia en base a datos
de Censos de 1992 y 2002, INE.
2. Al trabajar con la variable segregación categorizada en quintiles (ver mapas
1, 7, 13 y 19) de porcentaje de hogares pobres, los resultados muestran
que, tomando como referencia el quintil 1, que presenta el menor porcentaje
de hogares pobres, si en 1992 pasamos a un área perteneciente al quintil 5
la segregación aumenta la inactividad juvenil:
Inactividad Juvenil E y D
Inactividad Juvenil en Hombres E y D
Inactividad Juvenil en Mujeres E y D
En zonas censales 13.41 3.104 24.35En distritos censales 13.366 3.155 24.337
Tabla 10. Aumento en las tasas de inactividad juvenil general, masculina y femenina al pasar del quintil 1 al 5, para 1992. Elaboración propia en base a datos del censo de 1992, INE.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 53 -
En 2002, en tanto, la segregación hacía que, al pasar del quintil 1 al quintil
5, la inactividad juvenil aumentara:
Inactividad Juvenil E y D
Inactividad Juvenil en Hombres E y D
Inactividad Juvenil en Mujeres E y D
En zonas censales 14.526 8.347 20.299 En distritos censales 14.580 8.071 20.236
Tabla 11. Aumento en las tasas de inactividad juvenil general, masculina y femenina al pasar del quintil 1 al 5, para 2002. Elaboración propia en base a datos del censo de 2002, INE
Esto significa que si en 1992 el quintil 1 tenía -a nivel de zonas- tasas de
inactividad juvenil general, masculina y femenina de 13,41%, 4,74% y
21,58% (ver tabla 11 para leer las medias de las diferentes tasas para el
quintil1), respectivamente, el quintil 5 tendría valores de 26,82%, 7,84% y
45,93% para las mismas tasas y en el mismo orden. A nivel de distritos y
para el mismo año, las tasas aumentaban en el quintil 5 a 26,326%, 7,725%
y 45,257%. En 2002, la tendencia es la misma en tanto las tasas de
inactividad juvenil crecen considerablemente al pasar del quintil 1 al 5,
aunque se produce una subida significativa de las tasas de inactividad
juvenil masculina respecto a 1992 dado que aumenta tanto la tasa del
quintil 1 como un aumento de la influencia de la segregación. En sentido
contrario, se observa una caída considerable de las tasas de inactividad
juvenil femenina para el quintil 1 y de la diferencia con el quintil 5. Podemos
concluir de este análisis que la segregación tiene un efecto potenciador de
la inactividad juvenil, pero mientras se hizo más dañina en los hombres,
disminuyó su influencia sobre las mujeres. Resumiendo, debemos señalar
que la tasa de inactividad juvenil general se mantiene estable, y su relación
con la segregación es significativamente mayor en las mujeres que en los
hombres, y en general mayor en 2002 que en 1992, a excepción de las
mujeres, como ya habíamos planteado en el punto A.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 54 -
Quintil 1 (referencia)
Porcentaje hogares pobres
Tasa de Inactividad Juvenil E y D
Tasa de Inactividad Juvenil Hombres E y
D
Tasa de Inactividad Juvenil Mujeres E y D
Zonas 1992 <= 21.82 13.41 4.74 21.58 Distritos 1992 <= 21.38 12.96 4.57 20.92 Zonas 2002 <= 24,81 11.32 7.53 15.66 Distritos 2002 <= 24,66 11.01 7.71 15.35
Tabla 12. Límite y medias de tasas del quintil 1 para distintas escalas y años. Elaboración propia en base a datos de censo de 1992 y 2002, INE.
3. Es el turno de examinar los resultados de los análisis hechos con clusters
de áreas. Se les denomina clusters o conglomerados porque son áreas
contiguas que tienen la particularidad de presentar valores similares en una
variable, que en este caso es la de porcentaje de hogares pobres, y que
como ya hemos dicho, utilizamos para operacionalizar segregación. Hemos
realizado 8 mapas13 de autocorrelación espacial (2 para cada escala de
análisis censal y para cada año estudiado), con los cuales hemos definido
áreas neutras, segregadas, no segregadas e islas de pobreza y riqueza.
Por ejemplo, para que una zona sea declarada segregada, debe presentar
un porcentaje alto de hogares pobres y estar rodeada de vecinos con
valores también altos en la misma variable. Por el contrario, un área no
segregada debe poseer un valor bajo en la variable y vecinos con bajos
valores igualmente. Es lo que se llama autocorrelación espacial, y hemos
desarrollado estos mapas de acuerdo al procedimiento sugerido por Anselin
(1995)
Al igual que en el caso de las regresiones hechas con la variable
segregación por área categorizada en quintiles, cuando la categorizamos
por áreas según tipologías de conglomerados, podemos apreciar una gran
diferencia entre las áreas de mayor concentración y aglomeración de
pobres respecto a las de menor segregación.
En 1992, y considerando en el análisis sólo un vecino de contigüidad, a
nivel de zonas, Al pasar de un área no segregada a una segregada 13 Mapas 5, 6, 11, 12, 17, 18, 23 y 24 del capítulo de Anexos
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 55 -
significaba un aumento de 12,4 puntos porcentuales en la tasa de
inactividad juvenil de pobres general, de 2,78 en la masculina y 22,57 en
mujeres. El mismo año, pero en distritos, la diferencia suponía 11,68 puntos
porcentuales en la tasa de inactividad juvenil general, 2,64 en la masculina
y 21,3 en la femenina. Para 2002 el efecto de aglomeración aumentó en
zonas y distritos, a excepción de las tasas de inactividad juvenil femenina.
Pasar de un área no segregada a una segregada representaba una subida
de 13,1 y 13,3 puntos en la tasa de inactividad general, 7,35 y 7,1 en la
masculina y 18,9 y 19,4 en la femenina, a escala zonal y distrital
respectivamente. La tabla 12 muestra estos resultados.
La diferencia en puntos porcentuales entre las tasas de áreas no segregadas y segregadas en 1992 era:
Inactividad Juvenil E y D
Inactividad Juvenil en Hombres E y D
Inactividad Juvenil en Mujeres E y D
En zonas censales 12.413 2.788 22.574 En distritos censales
11.686 2.460 21.335
En tanto en 2002: Inactividad
Juvenil E y D Inactividad Juvenil en Hombres E y D
Inactividad Juvenil en Mujeres E y D
En zonas censales 13.108 7.352 18.976 En distritos censales
13.343 7.099 19.427
Tabla 13. Aumento en las tasas de inactividad juvenil general, masculina y femenina al pasar de áreas no segregadas a segregadas para 1992 y con un vecino de proximidad. Elaboración propia en base a datos de los
censos de 1992 y 2002, INE.
Cuando la medimos analizando 2 vecinos de colindancia el efecto
disminuye levemente 1 a 2 puntos porcentuales para cada escala y año
estudiado, siguiendo la misma tendencia mostrada por los clusters hechos
a partir de un vecino de proximidad. La tabla 14 resume los resultados
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 56 -
La diferencia en puntos porcentuales entre las tasas de áreas no segregadas y segregadas en 1992 era:
Inactividad Juvenil E y D
Inactividad Juvenil en Hombres E y D
Inactividad Juvenil en Mujeres E y D
En zonas censales 10.283 2.09 18.881 En distritos censales
10.303 1.694 19.419
En tanto en 2002: Inactividad
Juvenil E y D Inactividad Juvenil en Hombres E y D
Inactividad Juvenil en Mujeres E y D
En zonas censales 11.402 6.427 16.205 En distritos censales
12.619 6.781 18.485
Tabla 14. Aumento en las tasas de inactividad juvenil general, masculina y femenina al pasar de áreas no segregadas a segregadas para 1992 y con un vecino de proximidad. Elaboración propia en base a datos de los
censos de 1992 y 2002, INE.
La siguiente tabla muestra los valores de las variables dependientes para el
cluster de áreas neutras, según año, escala y nivel de contigüidad espacial
usado para la técnica de LISA.
Año/Escala/Contigüidad Tasa de Inactividad Juvenil E y D
Tasa de Inactividad Juvenil Hombres E y D
Tasa de Inactividad Juvenil Mujeres E y D
1992/Zona/1 vecino 21.17 6.81 35.63 1992/Zona/2 vecinos 20.86 6.63 35.03 1992/Distrito/1 vecino 21.26 6.82 35.84 1992/Distrito/2 vecinos 20.63 6.89 34.44 2002/Zona/1 vecino 20.21 12.56 28.41 2002/Zona/2 vecinos 20.04 12.45 28.08 2002/Distrito/1 vecino 20.46 12.61 29.15 2002/Distrito/2 vecinos 20.08 12.42 28.39
Tabla 15. Valores de variables dependientes para las celdas de referencia de los análisis de regresión hechos con categorías de áreas segregadas, por año y escalas. Elaboración propia en base a datos de los censos de 1992 y 2002,
INE.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 57 -
VIII. DISCUSIÓN Y CONCLUSIONES
Esta tesis se basa en las idea de la reducción de la escala de la
segregación en el Área Metropolitana del Gran Santiago y del deterioro de sus
barrios periféricos, en especial los segregados a causa de décadas de acción
estatal. Los datos resultantes de la medición de la segregación residencial
realizada en este estudio plantean una significativa reducción a escala comunal
para el grupo correspondiente al 10% de ingresos más altos (ABC1). La reducción
de la segregación para otros grupos sociales es, o bien menor que la del ABC1, o
incluso presentan leves aumentos en su nivel de segregación en ambas
dimensiones objetivas, siendo lo más preocupante el aumento del aislamiento
social de los grupos más desfavorecidos, sujetos de las políticas estatales de
Vivienda.
Lo anterior podría hacernos recular en la adscripción a esta idea optimista
sobre el acercamiento de los grupos sociales en el espacio. Sin embargo, el sólo
hecho de que los hogares más ricos se hayan desplazado a otras comunas
tradicionalmente pobres abre al menos dos vías de esperanza: (a) En términos
simbólicos, el prestigio social del que carecían algunas de las 34 comunas que
componen el AMGS hace menos de dos décadas ahora existe; disminuyendo el
impacto que la dimensión subjetiva tiene sobre los habitantes. La carga negativa
que antes soportaban los pobladores de comunas como Huechuraba y Peñalolén
al enfrentarse a la Estructura de Oportunidades ahora ya no reviste la infamia de
antes. (b) En términos objetivos y materiales, los pobladores tradicionales de esas
comunas invadidas son ahora capaces de disfrutar de la provisión de servicios
privados y estatales que antes no eran posibles, dado el contexto generalizado de
ingresos bajos en sus comunas (Salcedo y Torres, 2002; Sabatini y Salcedo,
2007). Pueden también ofrecer sus servicios, más o menos cualificados, a los
nuevos vecinos. En resumen, se ha beneficiado el despliegue local de la
Estructura de Oportunidades y se ha reducido la brecha subjetiva a esta, mediante
la reducción del estigma. Pensamos que para 2012 estaremos hablando de una
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 58 -
tendencia de reducción de la segregación ya consolidada en estas y otras
comunas del AMGS.
Con esto no estamos diciendo que la segregación a escala reducida sea
una situación ideal de integración social, pero tampoco creemos que la presencia
de condominios cerrados (principales motores del cambio) sean un ejemplo de
exclusión que refleja las inequidades propias del actual modelo de acumulación
capitalista, en lo que concordamos con lo argumentado por Sabatini y Salcedo
(2007).
En cuanto a la tendencia de cambio del patrón de la segregación
residencial, creemos que hay ciertos factores que hacen que la medición no capte
la real magnitud del cambio sufrido en la década estudiada. Principalmente, la
exclusión del análisis de comunas periurbanas de la metrópolis que han recibido
nuevos vecinos de estratos altos, como Colina, Pirque, Calera de Tango, entre
otras. Además, el uso de una estratificación social que puede estar obsoleta, en
tanto sus cortes fueron establecidos a mediados de los 80’s y no han sufrido
cambios significativos como para dar cuenta del fuerte dinamismo de la sociedad
chilena de fines del S.XX e inicios del S.XXI, lo cual puede ser fuente de sesgo en
la medición. Hemos usado la estratificación social establecida hasta hoy por las
empresas de investigación de mercado en tanto representan de cierta forma
grupos sociales reales y no estadísticos (como los quintiles) en función de su
acumulación de activos familiares como acceso a bienes materiales y educativos.
Para tener más antecedentes críticos al respecto, es recomendable leer Salcedo y
Rasse (2008)
Un resultado que nos llamó particularmente la atención fue la ausencia de
correlación estadística entre segregación residencial y dos efectos sociales
frecuentemente esgrimidos en la literatura de este campo de estudios, como el
rezago escolar y la maternidad adolescente. Ambos fenómenos son precursores
de la inactividad juvenil, que si tiene una relación significativa con la segregación
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 59 -
residencial, por lo que estos resultados son al menos asombrosos, aunque otros
estudios concuerden en estos hallazgos, al menos en el caso chileno (Larrañaga y
Sanhueza, 2007).
En el primer caso, habrá que llamar a una mirada más crítica del indicador
escogido. Si efectivamente los barrios segregados en pobreza no necesariamente
presentan mayor reprobación escolar, esto no significa que no haya problemas
asociados a la educación de los niños y jóvenes de barrios homogéneos en
pobreza. Un argumento contundente, derivado de los resultados obtenidos por
Flores (2008) es que la calidad de la educación en áreas segregadas es menor
que en las no segregadas, hecho reflejado por los resultados de los test de
evaluación de calidad de la educación en Chile (SIMCE). Si las desventajas
acumuladas en el barrio y socializadas institucionalmente por profesores y padres
relajan los criterios de calificación, tal vez el retraso escolar no sería un buen
indicador del efecto de la segregación residencial sobre la educación. Para cerrar
la idea, el 60% de los escolares pobres que obtuvieron puntajes insatisfactorios en
el SIMCE de 4to Básico posee un nivel de contenidos manejados similar al de un
colegial de 2do Básico (Ministra Mónica Jiménez, entrevistada por Matías del Río
en Última Mirada, Chilevisión, 26 Mayo de 2008).
Ante estos datos, la sensación es un tanto ambivalente. Por un lado no nos
queda claro si la ausencia de correlación estadística se debe a los ingentes
esfuerzos gubernamentales en materia de cobertura educacional - que incluyen
aumento de la jornada escolar y mejoras de infraestructura – y que hacen que el
retraso escolar haya disminuido por una mejora real de la educación; o
contrariamente, existen mecanismos de socialización institucional que hacen “vista
gorda” de los malos desempeños escolares de los niños y jóvenes en pobreza. No
sería del todo disparatado pensar en esta última hipótesis, ni que esta fuera
resultado de una política ministerial para evitar la deserción escolar. Una forma de
no hacer sentir la presión del fracaso- que lleva a algunos jóvenes a renunciar y
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 60 -
contagiar esa decisión a otros pares- es relajar las pautas de evaluación del
rendimiento.
Del mismo modo, nos parece sorprendente el hecho de que la maternidad
adolescente en de mujeres pobres no esté correlacionada con la homogeneidad
social de los barrios donde habitan estas mujeres pobres. Varios estudios han
sostenido que en barrios segregados la falta de educación sexual, sumado al
traspaso intergeneracional de conductas proclives a la fertilidad adolescente, y al
hecho de que las jóvenes alcancen en la maternidad la autorealización que no
consiguen en la escuela o el trabajo son mecanismos que hacen que las tasas de
maternidad adolescentes sean efectivamente mayores que en zonas de mayores
ingresos. Bien podría ser un efecto de las políticas de género impulsadas por el
Servicio Nacional de la Mujer y que han tenido avances respecto al tema, pero la
duda sobre la no relación estadística entre segregación y maternidad adolescente,
puesto que sabido es que la tasa de maternidad adolescente es mayor entre las
mujeres pobres, y que este hecho es particularmente delicado en tanto ayuda a
perpetuar la pobreza (Buvinic et al, 1992), por cuanto la decisión de ser madres (y
padres) obliga a las(os) jóvenes a tomar otras decisiones como comenzar a
trabajar sin haber finalizado estudios o a emanciparse tempranamente del hogar
paterno.
Respecto a los resultados arrojados por los análisis de regresión entre
segregación e inactividad juvenil de pobres (de hogares E y D) hay tres elementos
destacables:
A. Que existen evidencias para sostener que la segregación impacta
fuertemente en las tasas de inactividad juvenil. Medida la relación utilizando
la variable explicativa en forma continua como discreta, el rol que la
segregación juega en el potenciamiento de este efecto social queda más
que claro. En general, las chances de estar inactivo por parte de un joven
pobre son dos o más veces en barrios segregados que en los no
segregados.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 61 -
B. La existencia de una profunda brecha de género entre las tasas de
inactividad juvenil, lo que para ser francos no es nada nuevo. El rol social
del cuidado del hogar y la renuencia a los largos desplazamientos que
quitan tiempo al rol doméstico hacen que las mujeres participen menos que
los hombres de la fuerza laboral (Madden, 1981). El problema es que en
barrios segregados, la lejanía de la geografía de oportunidades objetiva
eleva el costo social del tiempo de viaje. Primero, porque el mismo viaje es
más largo. Segundo, porque mientras la mujer este trabajando sus hijos
pueden estar expuestos a modelos y pares negativos, y tercero, porque su
propia integridad física está en riesgo, al atravesar espacios públicos
peligrosos y poco usados (por ende poco vigilados).
C. Finalmente, cabe destacar que la tendencia mostrada por el impacto de la
segregación residencial ha sido evolucionar hacia una mayor malignidad en
el caso de los hombres, no obstante las mujeres sigan presentando
mayores tasas que los hombres. Podemos hipotetizar acerca del papel
jugado por los distintos ciclos económicos vividos por el país al inicio y fin
del periodo intercensal estudiado. En 1992 Chile crecía alrededor de un 7%
anual, mientras que en 2002 se estaba recién recuperando de una crisis
económica mundial, como lo fue la crisis asiática. Muy probablemente estos
contextos expliquen el alza considerable de la inactividad juvenil en
hombres, por cuanto la crisis asiática afectó la demanda de mano de obra y
entre ella a la más joven y menos capacitada. Schkolnik (2005), indica que
es común pensar que el empleo juvenil es el más perjudicado por las
coyunturas económicas negativas, puesto que los empleadores tienden a
despedir a los inexpertos en tiempos de crisis, y a recontratar a los más
calificados en la recuperación del ciclo. Sin embargo, señala que es más
plausible una explicación por el lado de la oferta de mano de obra juvenil.
Ante las recesiones, es más atractivo para los jóvenes dedicarse a los
estudios, y trabajar en periodos de bonanza, siendo los grupos pobres los
más afectados por las recesiones, ya que en tiempos de crisis, tienden a
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 62 -
aportar necesariamente al ingreso del hogar -dada la mayor vulnerabilidad
a la cesantía de sus padres- aceptando muchas veces empleos precarios.
D. Respecto a la escala de análisis, este estudio se enfocó en medir el
impacto de la segregación a 4 escalas, la primera a nivel de zonas, luego a
nivel de distritos, y finalmente con zonas de aglomeración o clusters
tomando en cuenta uno o dos vecinos (de zonas y distritos) en su
elaboración. Podemos decir que la diferencia en las correlaciones medidas
entre los distintos niveles censales es elocuente, en el sentido que por un
efecto meramente metodológico ya planteado en 1939 por los geógrafos
Gehlke y Biehl (1934, citado en Rogerson, 2001:99), las correlaciones y
regresiones medidas en distritos son mayores que las medidas en zonas.
Los resultados para las escalas que hemos definido para captar la
aglomeración no muestran la misma tendencia: los clusters hechos con 1
vecino muestran correlaciones levemente más altas que las hechas con dos
vecinos. La explicación es simple. En tanto dejamos la variable dependiente
sujeta a una parte de la muestra no mayor al registro (área i) y a la
independiente le generamos un radio de aglomeración para ponderar su
valor, va perdiendo varianza, y por tanto, capacidad de explicar el
comportamiento de la variable dependiente cada vez que ampliemos ese
radio.
Unas últimas palabras respecto de la escala tiene que ver con aquella
unidad de análisis que podría y debería tener más incidencia sobre los
efectos sociales descritos. En un trabajo anterior (Sabatini et al, 2008),
mostramos que a nivel de comunas, las relaciones se hacían más fuertes
entre segregación y las distintas patologías sociales. Si hacemos el
ejercicio de graficar el ranking comunal de los problemas sociales
estudiados por esta investigación, veremos que existe una notoria relación
entre la variable que hemos ocupado para medir la segregación en su
dimensión 2. Este ejercicio se plantea en el gráfico 3.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 63 -
Gráfico 3. Ranking comunal de efectos sobre los jóvenes: Tasas de inactividad juvenil, inactividad juvenil en
hombres e inactividad juvenil en mujeres, todas en jóvenes de estratos E y D. Elaboracion propia en base a Censo de 2002, INE.
Resulta clara la correlación entre el ranking de comunas según porcentaje
de hogares pobres y los rankings de esas mismas comunas según las distintas
tasas de inactividad juvenil en pobres. Es notorio que aquellas comunas que
lideran el ranking presentan menos problemas sociales de este tipo. Son,
comunas centrales, ricas y mixtas en sus usos y en alguna medida, socialmente.
Las ocho primeras, son comunas que tienen un buen nombre y gozan de la
ausencia (salvo contados casos) de conjuntos de vivienda social. Por contraparte,
aquellas comunas que concentran pobreza también concentran problemas. Son
en su mayoría las receptoras históricas de la población migrante o bien las
receptoras más recientes de los remanentes de población que alimentaban el
déficit habitacional. El caso de Puente Alto es bastante decidor. Sus tasas de
inactividad son anómalas en el sentido que no se condicen con el lugar que ocupa
0
5
10
15
20
25
30
35Vitacura
Las Co
ndes
Providen
cia
La Reina
Ñuñ
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Quinta Normal
Cerrillos
San Joaquín
Peñalolén
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el
Recoleta
San Be
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Conchalí
Lo Prado
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churaba
Pedro Aguirre Cerda
El Bosqu
e
La Granja
Renca
San Ra
món
Lo Espejo
Cerro Navia
La Pintana
Ranking comunal de tasas de inactividad juvenil, ordenadas por porcentaje de hogares pobres (E+D), 2002.
RANKING TIJ RANKING TIJH RANKING TIJM
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 64 -
la comuna en el ranking de homogeneidad social (expresada en el orden que
tienen las comunas en el eje de las abscisas). Si bien ocupa la mitad de la lista,
sus índices son comparables a comunas con mucho mayor porcentaje de hogares
pobres. Y aquí llegamos a tres puntos clave: (a) La magnitud demográfica de la
comuna (700 mil habs.) hace soslayar el hecho de que un importante sector (Bajos
de Mena) concentre alrededor de 100.000 personas que habitan barrios de
vivienda social; y (b) El nombre de la comuna se ha venido deteriorando en su
prestigio social a lo largo de los últimos 15 años, con la llegada de la vivienda
social masiva. Magnitud y densidad de la pobreza aglomerada, sumado al
desprestigio socioterritorial de la comuna plantean un escenario desfavorable. Y
nos indican de la importancia de la escala comunal en el estudio de los efectos de
la segregación residencial, tanto por los grandes números que supone la unidad
de análisis, como por el aspecto subjetivo asociado a grandes áreas de la ciudad,
reconocibles y delimitables fácilmente.
Para comenzar a concluir, podemos plantear algo alentador. Los datos
presentados muestran que, a pesar de un evidente aumento de la malignidad en
los que a inactividad juvenil se refiere, no podemos señalar que el fenómeno gueto
se haya instalado en nuestros barrios. Una tesis cualitativa también inserta en el
Proyecto Anillos que alberga este estudio concluye que a pesar de la valoración
negativa y pesimista de los jóvenes que habitan barrios de vivienda social
segregados respecto de sus oportunidades en educación y trabajo, aun poseían
aspiraciones concordantes con el sistema valórico dominante (Soto, 2008)
A la vez que mirada optimista, esta sentencia es un desafío para políticos,
tomadores de decisiones y académicos, por cuanto aun hay mucho por hacer para
evitar el avance del proceso de guetización de barrios pobres.
Hay varias líneas de políticas públicas -tanto sectoriales como propiamente
urbanas- que a nuestro juicio, podrían ayudar a mitigar los efectos de la
segregación residencial:
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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A. Políticas no coercitivas que fomenten la mezcla social de los espacios
residenciales: En 2000, Francia aprobó después de alrededor de 20 años
de discusión, la Ley de Renovación y Solidaridad Urbana, para resolver los
problemas acarreados por décadas de aglomeración periférica de los
pobres inmigrantes a las villas dormitorios de habitación de precios
moderados (HLM) en las banlieues. La mentada y tan esperada ley
estipula el prorrateo del déficit habitacional de una metrópolis entre las
distintas comunas que la conforman, fijando una multa por cada unidad
necesaria no construida. ¿Qué ha pasado en la práctica?: los municipios
más ricos han resuelto pagar la multa considerando que es un pequeño
importe comparado con la presunta minusvalía de la tierra.
En Estados Unidos, la política de “mixed income housing” que se propone
generar mezcla social en barrios deteriorados y de buena localización
metropolitana, ha terminado por generar una presión inmobiliaria enorme,
ante lo cual los criterios de filtro se han vuelto excesivamente forzosos y
han jugado en contra de lo que el proyecto sugería en un comienzo. La
realidad es que los antiguos habitantes pobres de barrios como Cabrini
Green en Chicago están siendo expulsados hacia una nueva periferia mal
servida.
Por esto, en Chile no debiera replicarse ninguno de estos dos modelos. La
planificación estratégica debiera ser capaz de establecer mecanismos de
atracción para que inmobiliarios privados inviertan en vivienda social inserta
en barrios de mayor mixtura social. Ya sea por rebajas impositivas, mejoras
en las condiciones de constructibilidad o por disminución de precios de
tierras fiscales a cambio de una determinada cuota de vivienda de interés
social, el enfoque debe ser positivo y no coercitivo. El caso de la Chimba en
Antofagasta es un buen ejemplo de gestión estratégica que ha logrado
mixtura social. Es posible - sobre todo – porque a diferencia de los países
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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antes mencionados, nuestra mayor homogeneidad racial nos hace menos
identificables por unas diferencias raciales o culturales que podrían
desencadenar conflictos sociales; y, porque utilizando inteligentemente los
conceptos de escala de la segregación y de concentración crítica de pobres
en un área, la cercanía física de pobres y clases más aventajadas es
posible. Ya lo fue en el barrio alto de Santiago, en Viña del Mar y
Concepción en el pasado (Sabatini et al, 2005), y es replicable ahora.
B. En materia educativa, el Estado Chileno debería ser capaz de fomentar y
premiar buenas prácticas. Un subsidio diferenciado a aquellos colegios y
escuelas privadas de excelencia que acepten niños y jóvenes de extracción
popular como fuerza opuesta a la discriminación negativa de las que son
sujetos los niños provenientes de barrios críticos por parte de las
instituciones escolares (Flores, 2008) y que evite o aminore los efectos
sociales derivados de la sinergia entre la segregación residencial y la
segmentación escolar que ha descrito Kaztman (2001).
C. En materia laboral, beneficiar de alguna manera (exenciones tributarias,
reembolsos por concepto de capacitación y generación de capital humano)
a medianas y grandes empresas que instalen sus actividades productivas
en barrios considerados críticos y empleen a sus habitantes, jóvenes y
adultos de ambos sexos, mejorando la percepción de oportunidades, así
como la presencia de pares y modelos de rol significativos. Aunque
inconstitucional, la figura legal ya ha sido aplicada en Arica, y en las zonas
francas de Iquique y Punta Arenas para fomentar el comercio y la
producción.
Son tres ejes de políticas sectoriales y urbanas que podrían mitigar los
efectos de la segregación residencial sobre la inactividad en jóvenes. El riesgo de
no hacer nada al respecto es hipotecar el futuro de buena parte de nuestros
jóvenes de escasos recursos, negándoles la perspectiva de un futuro digno y útil a
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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la sociedad. La experiencia internacional reciente nos señala dos caminos
posibles para nuestros barrios si no generamos la voluntad política de hacer algo
con las zonas de pobreza homogénea aglomerada: (a) la emergencia de un patrón
de anomia y descrédito hacia la institucionalidad y manifestada a través de
estallidos de violencia periódicos como en las banlieues francesas, y (b) la
apropiación de bandas delictuales de los espacios públicos y de los imaginarios de
futuro económico de los jóvenes pobres, como en el caso de los “guetos fortaleza”
en que se han convertido las favelas de las ciudades brasileñas. Incluso, una
hipótesis a discutir y falsear en el futuro es si nuestros barrios críticos estarían
encaminándose hacia una convergencia de ambas sendas, que es lo que
mostraron las manifestaciones de 11 de septiembre del último año en Santiago.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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X. ANEXOS
TABLAS Tablas de Regresión Líneal para Zonas Censales, 1992. Elaboración Propia en base a datos censales de 1992, INE.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.670 0.450 0.449 5.226
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados T Sig.
B Error estándar Beta B Error estándar
1 (Constante) 11.723 0.379 30.958 0.000
porcentaje hogares E y D 0.200 0.007 0.670 26.794 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil E y D por zonas 1992
Tabla Anexo 1
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en hombres
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.243 0.059 0.058 4.145
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados T Sig.
B Error estándar Beta B Error estándar
1 (Constante) 4.596 0.300 15.301 0.000
porcentaje hogares E y D 0.044 0.006 0.243 7.442 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Hombres E y D por zonas 1992
Tabla Anexo 2
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en mujeres E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.691 0.477 0.476 8.990
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error estándar
1 (Constante) 18.437 0.651 28.303 0.000
porcentaje hogares E y D 0.364 0.013 0.691 28.307 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Mujeres E y D por zonas 1992
Tabla Anexo 3
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil E y D, por quintiles de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.651 0.424 0.422 5.353
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error estándar
1 (Constante) 13.414 0.402 33.337 0.000
Quintil 2 5.237 0.570 0.298 9.190 0.000
Quintil 3 7.399 0.570 0.420 12.983 0.000
Quintil 4 10.449 0.570 0.594 18.336 0.000
Quintil 5 13.410 0.570 0.762 23.532 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil E y D por zonas 1992
Tabla Anexo 4
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en hombres E y D, por quintiles de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.239 0.057 0.053 4.156
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error estándar
1 (Constante) 4.743 0.312 15.181 0.000
Quintil 2 1.790 0.442 0.168 4.046 0.000
Quintil 3 2.000 0.442 0.187 4.521 0.000
Quintil 4 2.275 0.442 0.213 5.142 0.000
Quintil 5 3.104 0.442 0.291 7.017 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Hombres E y D por zonas 1992
Tabla Anexo 5
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en mujeres E y D, por quintiles de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.675 0.455 0.453 9.191
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error estándar
1 (Constante) 21.581 0.691 31.239 0.000
Quintil 2 9.172 0.978 0.295 9.375 0.000
Quintil 3 13.320 0.978 0.429 13.615 0.000
Quintil 4 19.143 0.978 0.617 19.567 0.000
Quintil 5 24.350 0.978 0.784 24.889 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Mujeres E y D por zonas 1992
Tabla Anexo 6
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil E y D, por clusters de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.571 0.326 0.323 5.790
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error estándar
1 (Constante) 21.175 0.256 82.665 0.000
No Segregado ‐8.028 0.525 ‐0.440 ‐15.304 0.000
Isla de Riqueza ‐2.573 1.849 ‐0.039 ‐1.392 0.164
Isla de Pobreza 6.148 1.765 0.097 3.484 0.001
Segregado 4.385 0.493 0.256 8.894 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil E y D por zonas 1992
Tabla Anexo 7
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en Hombres E y D, por clusters de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.217 0.047 0.043 4.179
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error estándar
1 (Constante) 6.811 0.185 36.843 0.000
No Segregado ‐2.033 0.379 ‐0.184 ‐5.370 0.000
Isla de Riqueza ‐1.500 1.334 ‐0.037 ‐1.124 0.261
Isla de Pobreza ‐0.989 1.273 ‐0.026 ‐0.777 0.437
Segregado 0.755 0.356 0.073 2.123 0.034
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Hombres E y D por zonas 1992
Tabla Anexo 8
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en Mujeres E y D, por clusters de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.585 0.343 0.340 10.095
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error estándar
1 (Constante) 35.631 0.447 79.788 0.000
No Segregado ‐14.577 0.915 ‐0.453 ‐15.939 0.000
Isla de Riqueza ‐4.408 3.223 ‐0.038 ‐1.368 0.172
Isla de Pobreza 9.057 3.076 0.081 2.944 0.003
Segregado 7.998 0.859 0.264 9.306 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Mujeres E y D por zonas 1992
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
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Tabla Anexo 9
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil E y D, por clusters de porcentaje de hogares E y D con 2 vecinos
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.537 0.288 0.285 5.954
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error estándar
1 (Constante) 20.860 0.316 65.921 0.000
No Segregado ‐6.216 0.525 ‐0.371 ‐11.840 0.000
Isla de Riqueza ‐1.743 1.132 ‐0.045 ‐1.540 0.124
Isla de Pobreza 3.068 1.169 0.076 2.625 0.009
Segregado 4.067 0.483 0.266 8.426 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil E y D por zonas 1992
Tabla Anexo 10
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en Hombres E y D, por clusters de porcentaje de hogares E y D con 2 vecinos
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.178 0.032 0.027 4.212
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error estándar
1 (Constante) 6.638 0.224 29.653 0.000
No Segregado ‐1.263 0.371 ‐0.124 ‐3.401 0.001
Isla de Riqueza ‐0.252 0.801 ‐0.011 ‐0.315 0.753
Isla de Pobreza ‐0.503 0.827 ‐0.021 ‐0.608 0.543
Segregado 0.827 0.341 0.089 2.421 0.016
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Hombres E y D por zonas 1992
Tabla Anexo 11
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en Hombres E y D, por clusters de porcentaje de hogares E y D con 2 vecinos
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.557 0.311 0.308 10.337
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error estándar
1 (Constante) 35.031 0.549 63.763 0.000
No Segregado ‐11.318 0.911 ‐0.383 ‐12.417 0.000
Isla de Riqueza ‐3.663 1.966 ‐0.054 ‐1.864 0.063
Isla de Pobreza 5.011 2.029 0.071 2.469 0.014
Segregado 7.563 0.838 0.280 9.026 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Mujeres E y D por zonas 1992
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 79 -
Tablas de Regresión Lineal para Distritos censales 1992. Elaboración Propia en base a datos censales de 1992, INE.
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.797 0.636 0.634 3.561
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constante) 11.475 0.472 24.293 0.000
porcentaje hogares E y D 0.213 0.010 0.797 21.711 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil E y D por distritos 1992
Tabla Anexo 13
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en hombres
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.337 0.114 0.111 2.827
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constante) 4.663 0.375 12.437 0.000
porcentaje hogares E y D 0.046 0.008 0.337 5.889 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil E y D Hombres por distritos 1992
Tabla Anexo 14
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en mujeres E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.813 0.661 0.660 6.193
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constante) 17.804 0.821 21.674 0.000
porcentaje hogares E y D 0.392 0.017 0.813 22.954 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Mujeres E y D por distritos 1992
Tabla Anexo 15
Tabla Anexo 12
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 80 -
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil E y D, por quintiles de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.766 0.586 0.580 3.817
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constante) 12.961 0.515 25.181 0.000
Quintil 2 6.128 0.731 0.416 8.381 0.000
Quintil 3 8.595 0.728 0.587 11.807 0.000
Quintil 4 10.211 0.731 0.693 13.963 0.000
Quintil 5 13.366 0.731 0.907 18.278 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil E y D por distritos 1992
Tabla Anexo 16
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en hombres E y D, por quintiles de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.365 0.133 0.120 2.811
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constante) 4.565 0.379 12.043 0.000
Quintil 2 2.708 0.539 0.361 5.029 0.000
Quintil 3 2.281 0.536 0.306 4.255 0.000
Quintil 4 2.199 0.539 0.293 4.084 0.000
Quintil 5 3.155 0.539 0.421 5.859 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Hombres E y D por distritos 1992
Tabla Anexo 17
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en mujeres E y D, por quintiles de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.782 0.611 0.605 6.670
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constante) 20.923 0.899 23.262 0.000
Quintil 2 10.064 1.278 0.379 7.876 0.000
Quintil 3 15.288 1.272 0.579 12.018 0.000
Quintil 4 18.787 1.278 0.707 14.701 0.000
Quintil 5 24.337 1.278 0.916 19.045 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Mujeres E y D por distritos 1992
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 81 -
Tabla Anexo 18
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil E y D, por clusters de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.651 0.424 0.415 4.504
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constante) 21.268 0.357 59.535 0.000
No Segregado ‐7.982 0.725 ‐0.530 ‐11.012 0.000
Isla de Riqueza 6.517 3.205 0.095 2.033 0.043
Isla de Pobreza 0.975 2.280 0.020 0.428 0.669
Segregado 3.704 0.700 0.255 5.292 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil E y D por distritos 1992
Tabla Anexo 19
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en Hombres E y D, por clusters de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.286 0.082 0.068 2.893
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constante) 6.820 0.229 29.724 0.000
No Segregado ‐1.792 0.466 ‐0.234 ‐3.849 0.000
Isla de Riqueza 2.870 2.059 0.082 1.394 0.164
Isla de Pobreza ‐1.058 1.465 ‐0.043 ‐0.722 0.471
Segregado 0.668 0.450 0.090 1.485 0.139
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Hombres E y D por distritos 1992
Tabla Anexo 20
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en Mujeres E y D, por clusters de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.659 0.434 0.425 8.050
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados T Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constante) 35.840 0.638 56.137 0.000
No Segregado ‐14.662 1.296 ‐0.540 ‐11.317 0.000
Isla de Riqueza 10.435 5.728 0.084 1.822 0.070
Isla de Pobreza 2.177 4.076 0.025 0.534 0.594
Segregado 6.673 1.251 0.255 5.335 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Mujeres E y D por distritos 1992
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 82 -
Tabla Anexo 21
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil E y D, por clusters de porcentaje de hogares E y D con dos vecinos
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.663 0.439 0.431 4.444
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados T Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constante) 20.634 0.466 44.287 0.000
No Segregado ‐6.167 0.719 ‐0.450 ‐8.582 0.000
Isla de Riqueza ‐0.249 1.276 ‐0.009 ‐0.195 0.846
Isla de Pobreza 2.180 1.553 0.066 1.404 0.162
Segregado 4.136 0.657 0.333 6.295 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil E y D por distritos 1992
Tabla Anexo 22
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en Hombres E y D, por clusters de porcentaje de hogares E y D con dos vecinos
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.227 0.052 0.038 2.941
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados T Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constante) 6.897 0.308 22.374 0.000
No Segregado ‐1.327 0.475 ‐0.190 ‐2.792 0.006
Isla de Riqueza ‐0.959 0.844 ‐0.071 ‐1.136 0.257
Isla de Pobreza ‐0.679 1.028 ‐0.041 ‐0.661 0.509
Segregado 0.367 0.435 0.058 0.845 0.399
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Hombres E y D por distritos 1992
Tabla Anexo 23
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en Mujeres E y D, por clusters de porcentaje de hogares E y D con dos vecinos
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.693 0.480 0.473 7.712
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados T Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constante) 34.440 0.808 42.601 0.000
No Segregado ‐11.352 1.247 ‐0.459 ‐9.105 0.000
Isla de Riqueza 0.112 2.214 0.002 0.050 0.960
Isla de Pobreza 4.664 2.695 0.079 1.731 0.085
Segregado 8.067 1.140 0.360 7.075 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Mujeres E y D por distritos 1992
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 83 -
Tabla Anexo 24
Tablas de Regresión Lineal para Zonas 2002. Elaboración propia en base a datos censales de 2002, INE.
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.709 0.503 0.502 5.042
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados T Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constante) 9.038 0.349 25.891 0.000
porcentaje hogares E y D hogares ed 0.227 0.007 0.709 33.739 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil E y D por zonas 2002
Tabla Anexo 25
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en hombres
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.509 0.260 0.259 4.866
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constant) 6.233 0.337 18.502 0.000
porcentaje hogares E y D hogares ed 0.129 0.006 0.509 19.842 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Hombres E y D por zonas 2002
Tabla Anexo 26
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en mujeres E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.681 0.464 0.463 7.658
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constant) 12.483 0.530 23.545 0.000
porcentaje hogares E y D hogares ed 0.318 0.010 0.681 31.178 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Mujeres E y D por zonas 2002
Tabla Anexo 27
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 84 -
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil E y D, por quintiles de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.687 0.471 0.469 5.210
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constante) 11.318 0.347 32.588 0.000
Quintil 2 6.715 0.491 0.376 13.671 0.000
Quintil 3 9.100 0.491 0.509 18.527 0.000
Quintil 4 11.407 0.491 0.638 23.224 0.000
Quintil 5 14.526 0.491 0.813 29.573 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil E y D por zonas 2002
Tabla Anexo 28
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en hombres E y D, por quintiles de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.494 0.244 0.242 4.923
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constante) 7.533 0.328 22.952 0.000
Quintil 2 3.952 0.464 0.280 8.514 0.000
Quintil 3 4.939 0.464 0.350 10.640 0.000
Quintil 4 6.429 0.464 0.455 13.850 0.000
Quintil 5 8.347 0.464 0.591 17.982 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Hombres E y D por zonas 2002
Tabla Anexo 29
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en mujeres E y D, por quintiles de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.659 0.435 0.433 7.874
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constante) 15.655 0.525 29.823 0.000
Quintil 2 9.308 0.742 0.356 12.538 0.000
Quintil 3 13.052 0.742 0.500 17.581 0.000
Quintil 4 16.073 0.742 0.615 21.651 0.000
Quintil 5 20.299 0.742 0.777 27.343 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Mujeres E y D por zonas 2002
Tabla Anexo 30
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 85 -
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil E y D, por clusters de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.597 0.357 0.355 5.746
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constante) 20.213 0.227 89.137 0.000
No Segregado ‐8.544 0.455 ‐0.467 ‐18.773 0.000
Isla de Riqueza 2.740 1.929 0.034 1.421 0.156
Isla de Pobreza 1.800 2.044 0.021 0.880 0.379
Segregado 4.564 0.426 0.267 10.716 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil E y D por zonas 2002
Tabla Anexo 31
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en Hombres E y D, por clusters de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.423 0.179 0.176 5.130
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constante) 12.561 0.202 62.034 0.000
No Segregado ‐4.758 0.406 ‐0.329 ‐11.709 0.000
Isla de Riqueza 0.513 1.722 0.008 0.298 0.766
Isla de Pobreza 1.824 1.825 0.027 1.000 0.318
Segregado 2.594 0.380 0.192 6.820 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Hombres E y D por zonas 2002
Tabla Anexo 32
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en Mujeres E y D, por clusters de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.595 0.354 0.351 8.422
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados t Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constante) 28.416 0.332 85.494 0.000
No Segregado ‐12.853 0.667 ‐0.481 ‐19.268 0.000
Isla de Riqueza 2.379 2.827 0.020 0.841 0.400
Isla de Pobreza 0.959 2.996 0.008 0.320 0.749
Segregado 6.122 0.624 0.245 9.808 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Mujeres E y D por zonas 2002
Tabla Anexo 33
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 86 -
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil E y D, por clusters* de porcentaje de hogares E y D con dos vecinos
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.585 0.343 0.340 5.809
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados T Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constante) 20.048 0.270 74.267 0.000
No Segregado ‐7.098 0.446 ‐0.423 ‐15.920 0.000
Isla de Riqueza ‐0.905 1.130 ‐0.020 ‐0.800 0.424
Isla de Pobreza 1.370 1.171 0.029 1.170 0.242
Segregado 4.304 0.415 0.276 10.375 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil E y D por zonas 2002
Tabla Anexo 34
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en Hombres E y D, por clusters* de porcentaje de hogares E y D con dos vecinos
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.418 0.174 0.172 5.145
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados T Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constante) 12.457 0.239 52.094 0.000
No Segregado ‐3.959 0.395 ‐0.298 ‐10.025 0.000
Isla de Riqueza ‐0.642 1.001 ‐0.018 ‐0.641 0.521
Isla de Pobreza 0.982 1.037 0.026 0.947 0.344
Segregado 2.468 0.367 0.201 6.715 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Hombres E y D por zonas 2002
Tabla Anexo 35
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en Mujeres E y D, por clusters* de porcentaje de hogares E y D con dos vecinos
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.570 0.324 0.322 8.609
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados T Sig.
B Error estándar Beta B Error
estándar
1 (Constante) 28.085 0.400 70.194 0.000
No Segregado ‐10.300 0.661 ‐0.420 ‐15.587 0.000
Isla de Riqueza ‐1.618 1.675 ‐0.024 ‐0.966 0.334
Isla de Pobreza 1.137 1.735 0.016 0.655 0.512
Segregado 5.905 0.615 0.259 9.603 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Mujeres E y D por zonas 2002
Tabla Anexo 36
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 87 -
Tablas de Regresión Lineal para Distritos censales 2002. Elaboración Propia en base a datos censales de 2002, INE.
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.805 0.648 0.647 3.730
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados T Sig.
B Std. Error Beta B Std. Error
1 (Constante) 8.890 0.474 18.773 0.000
porcentaje hogares E y D 0.237 0.009 0.805 24.963 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil E y D por distritos 2002
Tabla Anexo 37
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en hombres
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.600 0.360 0.358 3.634
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados T Sig.
B Std. Error Beta B Std. Error
1 (Constante) 6.463 0.461 14.009 0.000
porcentaje hogares E y D 0.127 0.009 0.600 13.793 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Hombres E y D por distritos 2002
Tabla Anexo 38
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en mujeres E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.807 0.651 0.650 5.259
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados T Sig.
B Std. Error Beta B Std. Error
1 (Constante) 12.431 0.668 18.619 0.000
porcentaje hogares E y D 0.335 0.013 0.807 25.084 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Mujeres E y D por distritos 2002
Tabla Anexo 39
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 88 -
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil E y D, por quintiles de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.784 0.615 0.611 3.919
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados T Sig.
B Std. Error Beta B Std. Error
1 (Constante) 11.014 0.475 23.174 0.000
Quintil2 7.209 0.672 0.460 10.726 0.000
Quintil3 9.517 0.672 0.607 14.159 0.000
Quintil4 11.512 0.672 0.734 17.128 0.000
Quintil5 14.580 0.672 0.930 21.692 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil E y D por distritos 2002
Tabla Anexo 40
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en hombres E y D, por quintiles de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.593 0.352 0.344 3.674
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados T Sig.
B Std. Error Beta B Std. Error
1 (Constante) 7.706 0.446 17.294 0.000
Quintil2 3.707 0.630 0.327 5.883 0.000
Quintil3 4.730 0.630 0.418 7.506 0.000
Quintil4 6.041 0.630 0.533 9.586 0.000
Quintil5 8.071 0.630 0.713 12.807 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Hombres E y D por distritos 2002
Tabla Anexo 41
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en mujeres E y D, por quintiles de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.780 0.608 0.603 5.595
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados T Sig.
B Std. Error Beta B Std. Error
1 (Constante) 15.349 0.678 22.622 0.000
Quintil2 10.435 0.960 0.471 10.875 0.000
Quintil3 13.762 0.960 0.621 14.342 0.000
Quintil4 16.695 0.960 0.753 17.400 0.000
Quintil5 20.236 0.960 0.913 21.090 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Mujeres E y D por distritos 2002
Tabla Anexo 42
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 89 -
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil E y D, por clusters de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.675 0.455 0.449 4.663
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados T Sig.
B Std. Error Beta B Std. Error
1 (Constante) 20.463 0.324 63.137 0.000
No Segregado ‐9.072 0.671 ‐0.562 ‐13.522 0.000
Isla de Riqueza ‐0.543 2.354 ‐0.009 ‐0.231 0.818
Isla de Pobreza ‐0.288 3.313 ‐0.004 ‐0.087 0.931
Segregado 4.271 0.667 0.266 6.404 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil E y D por distritos 2002
Tabla Anexo 43
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en Hombres E y D, por clusters de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.495 0.245 0.236 3.966
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados T Sig.
B Std. Error Beta B Std. Error
1 (Constante) 12.612 0.276 45.754 0.000
No Segregado ‐4.638 0.571 ‐0.398 ‐8.128 0.000
Isla de Riqueza ‐1.137 2.002 ‐0.027 ‐0.568 0.571
Isla de Pobreza 2.353 2.818 0.040 0.835 0.404
Segregado 2.461 0.567 0.212 4.338 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Hombres E y D por distritos 2002
Tabla Anexo 44
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en Mujeres E y D, por clusters de porcentaje de hogares E y D
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.707 0.500 0.494 6.317
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados T Sig.
B Std. Error Beta B Std. Error
1 (Constante) 29.149 0.439 66.388 0.000
No Segregado ‐13.969 0.909 ‐0.612 ‐15.368 0.000
Isla de Riqueza 0.543 3.189 0.007 0.170 0.865
Isla de Pobreza ‐3.499 4.488 ‐0.030 ‐0.780 0.436
Segregado 5.458 0.904 0.241 6.041 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Mujeres E y D por distritos 2002
Tabla Anexo 45
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 90 -
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil E y D, por clusters* de porcentaje de hogares E y D con dos vecinos
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.707 0.499 0.493 4.470
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados T Sig.
B Std. Error Beta B Std. Error
1 (Constante) 20.083 0.374 53.723 0.000
No Segregado ‐8.292 0.652 ‐0.535 ‐12.715 0.000
Isla de Riqueza ‐2.164 1.295 ‐0.066 ‐1.671 0.096
Isla de Pobreza ‐0.027 1.295 ‐0.001 ‐0.021 0.983
Segregado 4.327 0.581 0.315 7.446 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil E y D por distritos 2002
Tabla Anexo 46
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en Hombres E y D, por clusters* de porcentaje de hogares E y D con dos vecinos
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.525 0.275 0.266 3.885
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados T Sig.
B Std. Error Beta B Std. Error
1 (Constante) 12.424 0.325 38.242 0.000
No Segregado ‐4.292 0.567 ‐0.383 ‐7.573 0.000
Isla de Riqueza ‐0.940 1.125 ‐0.040 ‐0.835 0.404
Isla de Pobreza ‐0.727 1.125 ‐0.031 ‐0.646 0.519
Segregado 2.489 0.505 0.251 4.930 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Hombres E y D por distritos 2002
Tabla Anexo 47
Regresión entre Segregación Residencial e Inactividad Juvenil en Mujeres E y D, por clusters* de porcentaje de hogares E y D con dos vecinos
Modelo R R Cuadrado R cuadrado ajustado Error estándar del estimado
1 0.734 0.539 0.534 6.067
Coeficientes
Modelo Coeficientes sin estandarizar
Coeficientes estandarizados T Sig.
B Std. Error Beta B Std. Error
1 (Constante) 28.387 0.507 55.949 0.000
No Segregado ‐12.569 0.885 ‐0.573 ‐14.202 0.000
Isla de Riqueza ‐1.128 1.758 ‐0.024 ‐0.642 0.521
Isla de Pobreza 1.599 1.758 0.035 0.910 0.364
Segregado 5.916 0.789 0.305 7.502 0.000
Variable Dependiente: Tasa de Inactividad Juvenil Mujeres E y D por distritos 2002
Tabla Anexo 48
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 91 -
MAPAS POR ZONAS CENSALES (todos de elaboración propia)
Mapa 1. Porcentaje de Hogares Pobres por Zona y categorizada en quintiles, 2002.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 92 -
Mapa 2. Tasa de Inactividad Juvenil en Pobres, por Zonas 2002.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 93 -
Mapa 3. Tasa de Inactividad Juvenil en Hombres Pobres, por Zonas 2002
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 94 -
Mapa 4. Tasa de Inactividad Juvenil en Mujeres Pobres, Zonas 2002.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 95 -
Mapa 5. Clusters LISA según porcentaje de hogares pobres, obtenido con un vecino y por zonas, 2002
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 96 -
Mapa 6. Clusters LISA según porcentaje de hogares pobres, obtenido con dos vecinos y por zonas, 2002
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 97 -
Mapa 7. Porcentaje de Hogares Pobres por Zona y categorizada en quintiles, 1992
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 98 -
Mapa 8. Tasa de Inactividad Juvenil en Pobres, por Zonas 1992
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 99 -
Mapa 9. Tasa de Inactividad Juvenil en Hombres Pobres, por Zonas 1992
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 100 -
Mapa 10. Tasa de Inactividad Juvenil en Mujeres Pobres, por Zonas 1992
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 101 -
Mapa 11. Clusters LISA según porcentaje de hogares pobres, obtenido con un vecino y por zonas, 1992
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 102 -
Mapa 12. Clusters LISA según porcentaje de hogares pobres, obtenido con dos vecinos y por zonas, 1992
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 103 -
MAPAS POR DISTRITOS CENSALES
Mapa 13. Porcentaje de Hogares Pobres por distritos 2002, mostrados en quintiles
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 104 -
Mapa 14. Tasa de Inactividad Juvenil en pobres, por distrito 2002.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 105 -
Mapa 15. Tasa de Inactividad Juvenil en Hombres Pobres, por distritos 2002
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 106 -
Mapa 16. Tasa de Inactividad Juvenil en Mujeres Pobres, por distritos 2002
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 107 -
Mapa 17. Clusters LISA de porcentaje de hogares pobres, por distritos 2002 y con un vecino
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 108 -
Mapa 18. Clusters LISA de concentración de hogares pobres por distritos 2002, con dos vecinos.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 109 -
Mapa 19. Porcentaje de Hogares Pobres por distritos 1992, mostrados por quintiles
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 110 -
Mapa 20. Tasa de Inactividad Juvenil de Pobres, por distrito 1992.
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 111 -
Mapa 21. Tasa de Inactividad Juvenil en Hombres Pobres, por distritos 1992
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 112 -
Mapa 22. Tasa de Inactividad Juvenil en Mujeres Pobres, por distritos 1992
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 113 -
Mapa 23. Clusters LISA de concentración de hogares pobres por distritos 1992, con un vecino
Efectos de la segregación residencial socioeconómica en los jóvenes de extracción popular en Santiago de Chile (1992‐2002)
- 114 -
Mapa 24. Clusters LISA de concentración de hogares pobres, con dos vecinos.