PERCEPCIONES EN MÉXICO SOBRE LA IMPORTANCIA DE LA EDUCACIÓN UNIVERSITARIA PARA MUJERES. UN COMPARATIVO
Carlos Mejía Reyes
Autor De correspondencia. Universidad Pedagógica Nacional, Unidad 131 Hidalgo, Sede Pachuca. Red-ALEC. Université de Limoges, France.
carlosmejiareyes@upnhidalgo.edu.mx
https://orcid.org/0000-0003-2998-1749
Alondra Domínguez Ángeles
Universidad Autónoma del Estado de Hidalgo, México.
alondra_dominguez3388@uaeh.edu.mx
https://orcid.org/0000-0002-9387-0974
Elizabeth Téllez Jiménez
Universidad Pedagógica Nacional, Unidad 131 Hidalgo, Sede Pachuca, México
elizabethtellezjimenes@upnhidalgo.edu.mx
https://orcid.org/0009-0004-7039-1833
RECIBIDO: 13/05/2023
ACEPTADO: 11/08/2023
PUBLICADO: 15/09/2023
| Cómo citar: Mejía Reyes, C.; Domínguez Ángeles, A.; Téllez Jiménez, E. (2023). Percepciones en México sobre la Importancia de la educación universitaria para mujeres. Un comparativo. Telos: Revista de Estudios Interdisciplinarios en Ciencias Sociales, 25(3), 617-637.https://doi.org/10.36390/telos253.05 |
RESUMEN
El objetivo es analizar las actitudes respecto a la importancia de los estudios universitarios para mujeres en México a partir de la Encuesta Mundial de Valores 2018-2022. El procedimiento inicial es un ejercicio descriptivo de la postura excluyente contra las mujeres y posteriormente un análisis transversal para comparar cinco periodos con países de América. Con un análisis de dispersión entre la tasa de participación de mujeres en estudios superiores por cada país y el porcentaje más alto de la categoría de la variable dependiente se ofrece una explicación relacional. Por último, mediante dos procedimientos multivariados (análisis de componentes principales y análisis de correspondencias múltiples), se extraen los factores influyentes de un conjunto de variables de control y se analizan las proximidades de las categorías extraídas con las actitudes excluyentes. Los resultados señalan que, a pesar de la tendencia progresiva hacia poca prevalencia de actitudes discriminantes, comparativamente con países americanos se destaca el alto porcentaje de población que señala juicios excluyentes. Se demuestra que entre menor tasa de participación de mujeres en espacios universitarios es mayor la proporción de opiniones discriminantes. Por último, existe proximidad entre la opinión discriminante con categorías de niveles bajos educativos, clases social baja y edades mayores. Al final se discuten los resultados y sus implicaciones.
Palabras clave: universidad, mujeres, México, América, sexismo..
Perceptions in Mexico about the Importance of university education for women. A comparative
ABSTRACT
The objective is to analyze the attitudes about the importance of university studies for women in Mexico based on the World Values Survey 2018-2022. The initial procedure is a descriptive exercise of the exclusionary stance against women and, subsequently, a cross-sectional analysis to compare five periods with countries in America. With a dispersion analysis between the rate of participation of women in higher education by country and the highest percentage of the category of the dependent variable, a relational explanation is offered. Finally, through two multivariate procedures (principal component analysis and multiple correspondence analysis), the influential factors of a set of control variables are extracted, and the proximity of the extracted categories with the exclusionary attitudes is analyzed. The results indicate that, despite the progressive trend towards a low prevalence of discriminatory attitudes compared to American countries, the high percentage of the population who point out exclusionary judgments stands out. It is shown that the lower women's participation rate in university spaces, the higher the proportion of discriminatory opinions. Finally, there is a proximity between the discriminatory opinion and categories of low educational levels, lower social classes, and older ages. In the end, the results and their implications are discussed.
Key words: University, woman, Mexico, America, sexism.
Introducción
La primera universidad en el mundo fue Al-Qarawiyyin, creada en el año 859 en el continente africano, en el territorio ahora llamado Marruecos. Fue idea y proyecto de una mujer musulmana de nombre Fátima Al-Fihri (Nasmull y Abdullah, 2020). Tras el traslado del concepto de universidad como organización corporativa a Europa, particularmente en Salerno, Bologna y París (Moncada 2007; Gábor, & Doležalová, 2022), se restringió considerablemente el acceso a las mujeres a tales espacios y solo unas pocas aristócratas pudieron realizar estudios universitarios, limitando su entrada por varios siglos (Michel, 1983; Buquet, Mingo y Moreno, 2018) ya que fue hasta el siglo XIX que se condescendió su paso (Palermo, 2006) sin que implicara una recepción exenta de prejuicios, ataques y descalificaciones sistemáticas (Mingo, 2016). Ya que, por ejemplo, a nivel mundial, en 2020, del total docentes en universidades en el mundo, las mujeres representan el 43%. En Latino América, solo el 18% de las universidades tienen a una mujer como rectora y a nivel global representan el 21% y como investigadoras ocupan solamente el 39.7% (Bothwell, et.al, 2022).
Para el caso mexicano, la primera mujer que se le otorgó un título profesional fue la dentista Margarita Chorné y Salazar en 1886. La razón de ello obedeció a que aprendió la disciplina como oficio familiar y solo le fue validada formalmente su capacidad. Pero la primera mujer que ingresó como estudiante fue la médica Matilde Montoya en 1882, que con permiso exclusivo del entonces presidente Porfirio Díaz le fue concedido estudiar en la Escuela Nacional de Medicina. Posteriormente, en 1898 se graduaría la primera abogada: María Asunción Sandoval Zarco y hasta 1930 la primera ingeniera de nombre Concepión Mendizabal (Huerta, 2017).
La participación de las mujeres en espacios universitarios en México se ha caracterizado por ser desigual porcentualmente en cuanto matriculación de licenciatura, ya que desde la década de 1920 las mujeres representaban cifras cercanas al 20% de estudiantes (Aguado, 2016), para 1970 era de 15.5% mientras que varones representaban el 84.5%. En 1980, la proporción fue de 29.8% de mujeres por 70.2% de varones. En 1990 40.3% y 59.7% respectivamente y en 2001 de 47.8% y 52.2% (Cardaci, 2005). Aunque existen datos que aseguran que para el ciclo escolar del año dos mil se alcanzó la paridad (Bustos, 2008) manteniéndose así hasta el ciclo 2008-2009 (De Garay y del Valle-Díaz-Muñoz, 2012; Ranero-Castro, 2018). En el ciclo 2016-2017 se registró 50.17% varones y 49.83% de mujeres (Barrón, Cayera, Maderos, 2018). En el periodo 2019-2020 el porcentaje se revirtió a 50.8% mujeres y 49.2% varones (Instituto Nacional de Estadística y Geografía, 2021b).
En posgrado para el año 1990 las mujeres representaban el 32% de la matrícula a nivel nacional y para 1997 la proporción era de 42% (Zubieta-García y Marrero Narváez, 2005). En el periodo de 1998 a 2001 aún se localizaban desventajas porcentuales, pero menos pronunciadas ya que en especialidad y maestría se aproximaban a la paridad, pero no así en el doctorado (Bustos, 2008). Pero en 2009 ocuparían el 50.4% de la matrícula general (De Garay y del Valle-Díaz-Muñoz, 2012) y en el ciclo 2015-2016 la tendencia fue de 52.2% mujeres y 47.8% de varones (Lechuga, Ramírez y Guerrero, 2018).
Como académicas, los datos para develarlo son escasos, sino que inexistentes a nivel nacional por lo menos hasta el año 2010. Sin embargo, se ha realizado proyecciones a partir de casos específicos cono en la UNAM (Universidad Nacional Autónoma de México) y la UAM (Universidad Autónoma Metropolitana) cuyos cálculos señalan que la proporción es de aproximadamente 40% mujeres y 60% hombres (De Garay y del Valle-Díaz-Muñoz, 2012). Para los siguientes años, los datos más precisos señalan que en el ciclo 2013-2014 las mujeres son el 41% a nivel nacional (Ordorika, 2015).
Respecto a investigadoras con reconocimiento oficial por el Sistema Nacional de Investigadores (SNI) del CONACyT (Consejo Nacional de Ciencia y Tecnología), en el año 1991 el 21% de los nombramientos fue para mujeres, en el año dos mil el 28.3% y en dos mil diez aún predominaron los varones con 66.8% (De Garay y del Valle-Díaz-Muñoz, 2012). Para el ciclo 2013-2014 el 35.8% del total personal con nombramiento fueron mujeres (Ordorika, 2015). En 2015, 35% son mujeres (Cárdenas, 2015), en 2016 fueron 36.2% y 2017 aumentó a 38.9% (Lechuga, Ramírez y Guerrero, 2018).
En la primera década del siglo XXI, solo el 4% de las instituciones de educación superior en América Latina son administradas por mujeres (Bustos, 2008). Para el caso mexicano, fue hasta 1999 que fue electa la primera mujer rectora en una universidad, en la Universidad Autónoma de Querétaro. En la primera década del siglo XXI la mayoría de los cargos de decisión en universidades están en manos de varones ya que de ciento ochenta instituciones que componen la Asociación Nacional de Universidades e Instituciones de Educación Superior (ANUIES) solo veinte tienen al mando a mujeres (Ordorika, 2015). También, a partir de una muestra de veintinueve universidades mexicanas analizadas, solamente el 32.1% de los cargos de administración central están ocupados por mujeres (Lechuga, Ramírez y Guerrero, 2018) y 36% en otro estudio, pero de una muestra de treinta y siete universidades mexicanas públicas (Puente, Briano y Ramírez, 2020). Recientemente, en 2021 solo seis universidades públicas autónomas mexicanas tienen a una mujer como rectora (Pacheco, 2021), disminuyendo en 2022 a cinco (Cedillo, 9 de marzo de 2022). Fenómeno que se replica en instituciones privadas a nivel regional (Hernández, et.al, 2020) y nacional (FIMPES, 2018). De modo que se puede afirmar la prevalencia de posiciones diferenciadas e inequitativas en espacios universitarios que obedecen y reproducen asimetrías (Cerva, 2017).
Este panorama de barreras estructurales en las organizaciones de educación superior (Cerva, 2017) tiene como base el orden simbólico (Serret, 2018) que orienta actitudes sobre las capacidades, así como expectativas para las mujeres cuya orientación imaginaria las posiciona al margen de espacios públicos (Cabral, 2017). Así, el sentido y práctica de distinción excluyente que establece lugares “naturales” cuya consecuencia manifiesta y latente es intrincar desventajas prácticas contra las mujeres, se le denomina sexismo (Buquet, Mingo y Moreno, 2018) que se ejecuta con base en actitudes, valores y opiniones, para este caso en espacios o actividades referentes a la reflexión, pensamiento y saber. Por tales elementos, este documento tiene como objetivo analizar las posturas y actitudes respecto a la importancia de los estudios universitarios para mujeres y hombres en México a partir Encuesta Mundial de Valores con la finalidad de verificar tendencias históricas, comparar su comportamiento estadístico en otros contextos y su relación con variables de control y macroestructurales.
Metodología
La fuente de datos para analizar las actitudes acerca de la importancia de que las mujeres cursen estudios universitarios es la Encuesta Mundial de Valores 2017–2022 (Haerpfer, et.al, 2022) ya que recoge estadísticamente valores, actitudes y estereotipos sociales en cincuenta y nueve países. Esta encuesta en México fue realizada entre enero y mayo de 2018 a partir de una muestra representativa de 1741 adultos(as) encuestados(as) cara a cara en treinta y dos estados que conforman la República Mexicana. Se empleó un muestreo probabilístico poliepático a partir de secciones electorales del Instituto Nacional Electoral con margen de error de +/- 2.8, nivel de confianza de 95% y con 100% de representatividad nacional.
Los datos de la muestra ponderada se distribuyen en 52.2% mujeres y 47.8% varones; respecto a edades de18 a 29 años corresponde el 28.6% de la muestra, de 30 a 49 años el 40.2 y 50 años y más el 31.2%. La segmentación escolar es de educación básica y sin estudios con 59.6%, y educación media con 20.5% y educación superior completa e incompleta con 19.9%. El 68.8% de agentes encuestados(as) se adscriben a localidades urbanas y el resto 31.2% en rurales.
La variable dependiente objeto de estudio es la señalada en la base de datos con el código Q30: “Del siguiente enunciado, puede decirme que tan de acuerdo está con cada uno de ellos. La educación universitaria es más importante para un varón que para una mujer. Las respuestas son: muy de acuerdo, de acuerdo, en desacuerdo y muy en desacuerdo”. La cual fue respondida por el 100% de la muestra de los cuáles solamente el 0.4% respondió la quinta categoría de la variable que versa como “No sabe”, que será omitida ya que se considera un valor perdido o missing; además de que no contribuye a los objetivos del análisis. La elección de esta variable responde a antecedentes de investigación que de forma directa o tangencial problematizaron la temática desde una perspectiva cuantitativa y analizaron la misma variable, aunque aplicada a diferentes bases de datos, años, contextos y métodos (Murphy, 2018; Stoet & Geary, 2020; Bruckauf & Chzhen, 2017; Inglehart & Norris, 2003a; Inglehart & Norris, 2003b).
El primer procedimiento es descriptivo, concentrando la atención en la categoría “Muy de acuerdo” para justificar una revisión histórica de la muestra mexicana en los periodos u oleadas de la encuesta en que se ha levantado esta información. Los periodos son 1994-1998, 1999-2004, 2005-2009, 2010-2014 y 2017-2022. El objetivo de esta revisión es observar la frecuencia y distribución de respuestas de igual categoría de la variable, aunque no de los mismos agentes encuestados(as), en momentos puntuales para examinar tendencias de permanencia o cambio de una situación o respuesta a partir de cotejos matemáticos básicos, es decir análisis transversal (Cvetkovic-Vega, et.al, 2021; Galindo-Domínguez, 2020).
En concordancia con los paradigmas procedimentales del tratamiento de la variable, se realiza una revisión comparativa de los porcentajes de respuesta de la categoría eje entre países (Bruckauf & Chzhen, 2017; Stoet & Geary, 2020; Murphy, 2018; Paxton, et.al, 2021; Inglehart & Morris, 2003a), para este caso Americanos encuestados, con el objetivo de localizar semejanzas o diferencias de un fenómeno de la misma clase en contextos diferenciados (Ragin & Amoroso, 2011) para habilitar la posibilidad de describir o clasificar el objeto de estudio a partir del mismo instrumento con la equivalente escala de medida (Halperin & Heat, 2020).
Con base al comparativo y con la tesis explicativa del comportamiento estadístico de la categoría de la variable dependiente, la cual sugiere que las actitudes sociales que refuerzan la desigualdad de género están asociadas con bajas proporciones de mujeres involucradas en actividades educativas o con educación universitaria (Bruckauf & Chzhen, 2017; Stoet & Geary, 2020), se realiza un análisis de correlación entre esta categoría de variable y la tasa bruta de matricula femenil de educación superior que la UNESCO ofrece para explicar porcentualmente el grado de participación de estudiantes mujeres en educación superior tal y como se utilizó en un estudio previo de referencia (Bruckauf & Chzhen, 2017). Si el valor de la tasa por país rebasa la unidad significa una mayor matriculación de mujeres en educación superior (UNESCO, Institut for statistics, 2018). Para este cálculo solamente se utilizan los datos de Estados Unidos, Canadá, Brasil Chile, Argentina, Colombia, México y Ecuador porque no existen los informes de las tasas requeridas en el resto de submuestras por país. Los supuestos estadísticos del procedimiento establecen el coeficiente (que va de -1 a 1) e indican la dirección (positiva o negativa) e intensidad de la tendencia (Galindo-Domínguez, 2020; Dousdebés, 2021; Bosques, Camacho y Rodríguez, 2017).
La siguiente técnica es factorial exploratoria, que consiste en extraer componentes que explican la respuesta de interés para este estudio de la variable dependiente a partir un conjunto contribuyente típicos de control (Lloret-Segura, et.al, 2014) cuyo propósito es reducir a variables relevantes para explicar la estructura interna de influencia (Méndez y Rondon, 2012). El procedimiento de extracción es de componentes principales, método de extracción Varimax y la determinación sigue la regla Kaiser (autovalores superiores a la unidad).
Las variables a utilizar para este procedimiento son sexo, conformado por hombre y mujer. Edad recodificada en tres intervalos: 16 a 29 años, 30 a 49 años y 50 y más (Age Recoded 3 intervals). Estado civil conformada por casado(a), unión libre, divorciado(a), separado(a) y viudo(a) (Marital Status). El nivel educativo recodificado entre intervalos de baja, media y alta. La primera corresponde a agentes sin escolaridad hasta educación secundaria, la siguiente es la educación media superior y sus equivalentes y la última a estudios superiores y posgrado (Highest Educational Level Responded recoded into 3 groups). Situación empleo tiene las categorías de trabajo de tiempo completo, medio tiempo, auto empleo, retirado(a) o pensionado(a), persona dedicada al hogar, estudiante, desempleado(a), imposibilitado para laborar y otra situación (Employment status). Por último, el nivel de ingresos económicos categorizados en bajo, medio y alto ofrecido por la propia base de datos (Income Level Recoded).
Con la extracción de factores se realiza el método multivariado de análisis correspondencias múltiples (ACM) ya que esta técnica, a diferencia del modelo de regresión, y por la naturaleza de la variable dependiente cualitativa (categórica y ordinal), el coeficiente de determinación no permite estimaciones precisas de las múltiples influencias entre categorías arrojando valores significativamente inferiores a los mínimos de robustez estadística para su validación (Gujarati y Porter, 2010). De modo que por esa condición de la variable eje, el ACM (Hernández-Navarro y Sánchez-García, 2020) como técnica de análisis factorial exploratorio describe asociaciones entre un grupo de variables y categorías (Ledesma, 2008) sustituyendo la significación de contraste estadístico por la proximidad representada en un espacio vectorial bidimensional y medida por un coeficiente de asociación conjunta (Donoso, et.al, 2020). La representación en el diagrama localiza en espacios a categorías y casos estadísticos que habilitan lecturas de asociación o determinación de una estructura y/o de tipologías (Algañaraz, 2016).
Resultados
En el periodo de 2017 a 2022 el porcentaje de personas encuestadas en México que están Muy de acuerdo con la afirmación de que la educación universitaria es más importante para hombres que para mujeres es de 6.3%. El 12.3% refirió estar de acuerdo y en desacuerdo 46.4% y muy en desacuerdo 34.6%. Si bien la respuesta con matiz más excluyente es porcentualmente minoritaria, no deja de ser provocadora ya que refleja la aún existencia de un sector poblacional con actitudes prejuiciosas. Desde una lectura transversal, de 1994 a 2022 la tendencia de esta postura en México ha sido minoritaria proporcionalmente al resto de postura incluyentes. Aunado que en conjunto las respuestas de “Muy de acuerdo” y “de acuerdo” muestran una tendencia decreciente a lo largo del periodo analizado (Véase Figura 1).
Figura 1.
La universidad es más importante para un hombre que para una mujer. México 1994-2002.
Nota Elaboración con base en Encuesta Mundial de Valores 1994-2022
Sin embargo, comparativamente a los resultados promedio de países encuestados del continente americano, México se ubica con 2.4% más informantes que confirman la postura además de ubicarse en la segunda posición, solo por debajo de Ecuador que lo refiere en el 9.1% (Figura 2).
Figura 2.
La universidad es más importante para un hombre que para una mujer. América 2017-2002
Nota Elaboración con base en Encuesta Mundial de Valores 2017-2022.
En contraste a Uruguay, que solo el 0.9% está muy de acuerdo con la afirmación, la distancia es de 5.4%. De modo que, cotejado a las posturas regionales, México se representa como un país con niveles altos de prejuicios negativos y excluyentes contra las mujeres en su relación con la educación superior.
La correlación entre la tasa bruta de matrícula de mujeres en educación superior con el porcentaje de agentes que suscriben la respuesta “Muy de acuerdo” arroja una correlación negativa de r = -0.4324567 (ρ = -0.512), marcando una tendencia moderada de que, entre menor tasa de participación de mujeres en educación superior, más porcentaje de agentes refieren estar “Muy de acuerdo” en la postura de que la universidad es más importante para varones que para mujeres (Figura 3).
En el extremo izquierdo superior de línea de tendencia se ubican Estados Unidos, Canadá y Brasil cuya tasa de involucramiento de mujeres en instituciones de educación superior es de 1.09, 108 y 1.07 respectivamente se agrupan a partir de 2 por ciento. En el otro extremo, Ecuador con la tasa de 1.04 y con el porcentaje más alto de agentes acordes a la postura excluyente. Entre estos dos extremos de la línea de tendencia, México se encuentra más cercano a este último caso.
Respecto al análisis factorial exploratorio, la prueba de ajuste del modelo Kaiser-Meyer-Olkin ofrece un valor de .527 y nivel de significación de .001; lo que hace procedente el análisis. Del total de seis variables propuestas, extrae tres con mayor influencia para explicar la categoría dependiente ya que afirman el 65.701% del total de la varianza (Tabla I) que son aquellas de valores supriores a la unidad.
Figura 3.
Actitudes hacia la igualdad de género en educación superior y tasa de participación femenina en educación superior. América 2018.
Nota Elaboración con base en Encuesta Mundial de Valores 2017-2022 y UNESCO Institute for Statistics Education, 2018. Datos de Estados Unidos, Canadá, Brasil, Chile, Argentina, Colombia, México y Ecuador.
Tabla I.
Varianza total explicada. Autovalores.
| Autovalores iniciales | Suma de cargas al cuadrado | Suma de cargas al cuadrado de la rotación | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Componente | Total | % de varianza | % acumulado | Total | % de varianza | % acumulado |
Total |
% de varianza | % acumulado |
| 1 | 1.560 | 26.999 | 25.999 | 1.560 | 25.999 | 25.999 |
1.399 |
23.317 | 23.317 |
| 2 | 1.274 | 21.228 | 47.227 | 1.274 | 21.228 | 47.227 | 1.291 | 21.513 | 44.830 |
| 3 | 1.108 | 18.474 | 65.701 | 1.108 | 18.474 | 65.701 | 1.252 | 20.871 | 65.701 |
| 4 | .764 | 12.737 | 78.437 | ||||||
| 5 | .691 | 11.525 | 89.962 | ||||||
|
6 |
.602 | 10.038 | 100.000 | ||||||
Nota Elaboración con base en World Values Survey 2018-2022.
Con la matriz de carga de factores se indica el grado de correspondencia entre la variable y el factor cuya cifra indica la representatividad de cada una. En un primer momento el procedimiento ofrece los componentes señalados en la matriz con mayor peso (en este caso tres). Sin embargo, la pauta teórica exige ajustar mediante un procedimiento de rotación con el fin de reducir imprecisiones y con ello ofrecer una solución estricta, así como una mejor interpretación de resultados (Méndez y Rondón, 2012) a partir del método común Varimax para simplificar (Montoya, 2007). Así, se consideran los valores con mayor valor en el primer factor de la matriz (Tabla II).
De esta forma se reducen las variables de seis a tres, siendo las consideradas el nivel de ingreso, nivel educativo y edad; las cuales se utilizan como insumo para el análisis de correspondencias múltiples que verifica la proximidad entre categorías de variables. El resultado del modelo señala que el valor de la varianza contabilizada es de .669, demostrando con esto que más del 50% de las inercias son explicadas, de modo que la robustez es adecuada.
Tabla II.
Matriz de componentes rotados.
| 1 | 2 | 3 | |
| Nivel de Ingreso | .763 | .017 | -.114 |
| Nivel educativo | .761 | -.120 | .154 |
| Sexo | .112 | .836 |
.068 |
| Situación de empleo | -.227 | .757 | -.052 |
| Estado Civil | -.240 | .056 |
.805 |
| Edad | -.340 | .041 | -.748 |
Fuente Elaboración propia con base en World Values Survey 2018-2022.
La influencia de las variables para la conformación del cuadrante de la primera y segunda dimensión fue el nivel educativo con .677 y .564 respectivamente. Después la edad con .589 y .142, enseguida el nivel de ingresos con .165 y .361 y por último la variable dependiente con .078 y .098. De modo que la orientación de la lectura del diagrama es horizontal.
Figura 4.
Análisis de correspondencias múltiples. México. La educación universitaria es más importante para un varón que para una mujer y variables de control.
Nota Elaboración propia con base en World Values Survey 2018-2022.
La dispersión de categorías de las variables conjuntas en los cuadrantes, forma dos agregados o asociaciones distribuidas en ambos polos del eje de abscisas o eje X (Figura 4). Del lado negativo se ubican las categorías de la variable dependiente “En desacuerdo” y “Muy en desacuerdo” asociadas a categorías de edades de 16 a 29 años y 30 a 49 años. También con los niveles de salario media y alto, colindantes a niveles educativos media y alto. Mientras que las categorías “De acuerdo” y “Muy de acuerdo” se ubican próximos a edades de 50 años y más, bajos niveles de ingreso y bajos niveles educativos.
Discusión
Conforme los resultados de la Figura I, a pesar de la tendencia a través de los años de disminuir la proporción de agentes que aseveran posturas excluyentes respecto a la importancia que las mujeres le otorgan a los estudios universitarios en México, la aún persistencia de la posición es existente en los imaginarios sociales (Serret, 2001) que funcionan como esquemas de referencia influyendo en las expectativas comportamentales de las mujeres en razón de la imputación de mandatos sociales diferenciados, binarios, que las asigna como ajenas a los espacios públicos (Brito, 2018); siendo la universidad una institución del espacio de lo público cuyo rol y proyecto es liderar, ordenar y consolidar la reproducción de las sociedades mediante la generación y administración del saber (Ruiz-Corbella y López-Gómez, 2019).
Como ejemplo y en concordancia con esta postura latente es lo observado en la Encuesta Nacional sobre Dinámicas de las Relaciones en los Hogares de 2016 realizada por el instituto Nacional de Estadística y Geografía (INEGI) en México, en la que se señala que al 6.2% mujeres de entre quince y diecinueve años se les ha dicho, en algún momento de su trayectoria de vida, que no debieran estudiar y el 4% se lo han dicho en los últimos doce meses (Evangelista-García y Miranda-Juárez, 2018). A nivel general, la encuesta señala que a más de dos millones y medio de mujeres del país se les ha enunciado tal sentencia (Ruiz, Espinoza y Maceda, 2018).
Para la misma encuesta, pero de 2021, se cuestionó a mujeres de quince años o más sobre quién tiene más capacidad para estudiar y/o trabajar. El 92.1 señaló que ambos sexos tienen la misma capacidad. La restante proporción se distribuyó en 2.9% que refirió que las mujeres y el 5% los varones. De modo que, a pesar de ser minoría, la distinción de capacidades se inclina en favor de los hombres todavía. En relación a lo anterior, el 9.9% de las mujeres de quince años y más, pero actual o anteriormente unidas, señalan que su pareja varón tiene mayor decisión para determinar si ella estudia o trabaja y el 5.2% tiene que pelear o sufrir maltratos por parte de su pareja si decide trabajar o estudiar (Instituto Nacional de Estadística y Geografía, 2021a).
De modo que la persistencia en México de esquemas de orientación estereotipadas respecto al papel y posición de las mujeres, para este caso, en las universidades, prosigue en lo general, pero también en lo particular a través de instituciones sociales, como la familia, al ejercer presión, mediante justificaciones, expectativas y condicionamientos como regulación moral orientando las decisiones para elegir formaciones asociadas a roles de feminidad o masculinidad (Norzagaray y Guevara, 2021). Incluso al interior de las propias universidades se documenta la persistencia en la reproducción estereotipada de presiones sociales hacia mujeres académicas para ser madres (Muñiz y Ramos, 2019) o cumplir expectativas en sus labores académicas de tipo extensiones de maternidad y domesticidad (Urrea, et.al, 2022).
Sin embargo y a pesar de la tendencia descendente, ante los resultados que otros países reflejan en la categoría “Muy de acuerdo” (Figura 2), México se ubica como el segundo con mayor porcentaje de agentes con actitudes excluyentes contra las mujeres respecto a los estudios universitarios. Esto concuerda con el lugar comparativo que ocupa México respecto a otros países latinoamericanos en razón a la tasa bruta de matrícula por sexo en educación superior 2019 porque se ubica en el último lugar con disparidad a favor de las mujeres (Comisión Económica para América Latina y el Caribe CEPAL, 2022). Es decir, que el porcentaje de mujeres matriculadas, si bien ya alcanza la paridad, no es aún significativa en comparación a otros países de la región.
Además de ello, resultan ser pésimos a la hora de planificar y utilizar el tiempo de manera efectiva. Por lo tanto, se genera una limitante en su desempeño académico, pues con la óptima utilización de los recursos educativos, y el tiempo es parte de ello, se lograría una mayor eficacia en el proceso de aprendizaje.
También, coincide en tendencia con los resultados del Índice Global de la Brecha de Género 2022 del Foro Económico Mundial, ya que a pesar de haber obtenido un crecimiento de tres posiciones (del lugar treinta y cuatro al treinta y uno respecto al año anterior de un total de ciento cincuenta países) ya que nueve mujeres fueron electas gobernadoras de sus entidades federativas visibilizando con ello mayor participación en altos cargos públicos. Con ello, es el tercer país latinoamericano mejor posicionado. Pero en equidad económica se ubica en el lugar ciento trece y en el educativo en el sesenta (Hernández, 15 julio 2022; World Economic Forum, 2022). De modo que comparativamente México se ubica entre los países que en lo general presenta tendencias favorables hacia la equidad, pero en lo particular está en detrimento considerable y específicamente en el ámbito educativo.
Respecto a la correlación entre porcentaje de agentes con actitudes excluyentes contra mujeres y la tasa bruta de matriculación de mujeres en educación superior se confirma la propensión negativa que indica que, entre menor tasa de participación de mujeres, más porcentaje de agentes refieren estar “Muy de acuerdo” con la postura excluyente. Aunque para este caso la robustez es temperada. Sin embargo, confirma el resultado al ubicar a México en la parte inferior de la línea de tendencia solo después de Ecuador. Revalidando las conjeturas de estudios paradigmáticos que han señalado la fuerte asociación entre actitudes discriminatorias con tasas estadísticas desventajosas de matriculación de mujeres en las universidades y posicionando a México como uno de los países latinoamericanos más visible en tal condición desde dos mil cinco (Bruckauf & Chzhen, 2017). Aunque previamente también se han referido desde la década de los años noventa como uno de los países con menor consideración comparativa hacia la equidad de género en la región (Inglehart & Norris, 2003a, Inglehart & Norris, 2003b).
Una de las explicaciones para el caso mexicano señala que los obstáculos sociales para acceder a la educación superior para las mujeres dependen más de las actitudes excluyentes que prevalecen que de sus capacidades académicas porque se ha documentado que son ellas las mejor preparadas en cuanto capacidades de lectura, comprensión, escritura y conocimiento de otros idiomas (Stoet & Geary, 2020); a pesar de que el abandono o truncamiento escolar en educación superior es más probable en hombres que en mujeres en contexto pandémico (Programa de las Naciones Unidas para el Desarrollo PNUD, 2022) y pre pandémico (Espíndola y León, 2002; Rosales, Navarrete y Córdova, 2018).
En relación al resultado del análisis factorial, de seis variables de control propuestas el cálculo extrajo tres fundamentales: nivel de ingreso, nivel educativo y edad. El resto (sexo, situación de empleo y estado civil) no resultaron significativas como primer factor explicativo. En relación con la variable sexo, el resultado es discrepante con estudios particulares en universidades locales de México que señalan a la variable como asociada a prejuicios de roles de género y sexismo, siendo los varones más prejuiciosos que las mujeres (Cubillas, et.al, 2016). En otro estudio local, la variable sexo es indistinta ya que en académicas y académicos persisten valoraciones excluyentes contra mujeres con la diferencia de perspectiva en función de su posición asimétrica cultural (Urrea, et.al, 2022). No obstante, una posible explicación de que la variable sexo no haya sido considerada obedece a que ambos sexos poseen prejuicios negativos contra las mujeres ya que en todo el planeta solo el 13.9% de mujeres y el 9.4% de hombres están libres de prejuicios sexistas y México no es la excepción, ya que se ubica entre los países de mayor crecimiento de prejuicios contra la equidad de género en los últimos años en hombres y mujeres (United Nations Development Programme UNDP, 2020).
Con la situación de empleo, la influencia entre variables es escasa ya que por sí mismas no mantienen correlaciones significativas a menos que convergiera con una variable interviniente de percepción de inseguridad laboral en contextos de competencia por recursos ocupacionales en el mercado de trabajo (Ospina, Cleveland & Gibbons, 2019). El estado civil de igual forma incide solo cuando la variable interviniente de socialización a descendencias está presente. Es decir que el sexismo, ya sea benevolente u hostil, predomina en agentes cuya situación marital es de conformación de núcleos familiares vigentes en proceso de socialización de menores (Barni, et.al, 2022). También se ha documentado que se percibe mayor crítica a la inequidad de género en mujeres en núcleos familiares vigentes solo cuando la variable interviniente de ocupación laboral está presente (Kane & Sánchez, 1994). De modo que las variables por sí mismas no se explican recíprocamente, requieren irremediablemente a otras.
Con relación a las variables nivel educativo, nivel de ingreso, y edad; en la primera se ha señalado que la formación académica influye en agentes hacia la reducción de prejuicios sociales en lo general (Healey, 2011) y con respecto a la equidad de género en particular (Kane, 1995), aunque como se ha referido previamente en espacios y agentes considerados ilustrados las actitudes excluyentes persisten (Buquet, Mingo, y Moreno, 2018); por lo que el grado educativo por si mismo necesita ser tratado en relación con otros factores, situaciones, métodos y contenidos para considerarlo causal y predictivo de actitudes excluyentes o prejuiciosas (Kite & Whitley, 2016). Sin embargo, para este caso, y por la naturaleza del procedimiento de extracción por el cálculo factorial, se admite su influencia independiente.
El resultado de relación entre variables entonces señaló que existe proximidad entre bajos niveles educativos y actitudes excluyentes contra mujeres, lo que es coincidentes con investigaciones que señalan a la dimensión de baja educación con prejuicios de género en agentes europeos y latinoamericanos (Carvacho, et.al, 2013) e incluso en mujeres (Carliner, et.al, 2017; Gaunt & Pinho, 2018). En contraparte, se ha demostrado que, entre mayor formación escolar, las actitudes son menos sexistas (Glick, Lameiras &Rodríguez, 2022; De Geus, Ralp-Morrow & Shorrocks, 2022). La misma tendencia se percibe respecto a prejuicios contra de la diversidad sexual (Dotti & Quaranta, 2020) o personas migrantes (Borgonovi & Pokropek, 2019).
Empíricamente se ha demostrado que la formación académica contribuye a fomentar valores favorables hacia simetrías sociales, a la equidad y posturas o ideologías democráticas (Farley, et.al, 1994). En relación a las mujeres, la educación aporta insumos valorativos y técnicos que permiten reconocer actitudes excluyentes. Sin embargo, la tendencia nuevamente indica que, en aquellas con menos formación escolar, el reconocimiento de sexismo en espacios diversos de su vida es menor o es explicada por factores relacionados a malestares personales o de ambiente laboral (Andersson &Harnois, 2020). No obstante, es importante contemplar que los contenidos educativos deben tener currículos incluyentes respecto a un ámbito puntual, ya que por si mismos no garantizan modificaciones actitudinales (Aguilar, 2013).
En la misma tesitura, el bajo nivel de ingreso es un factor que se relaciona con prejuicios en lo general, ya que se señala que las clases bajas se posicionan hacia favorecer actitudes conservadoras (Carvacho, et.al, 2013), incluidas actitudes desigualitarias contra las mujeres. Además, se ha referido que, en estratos sociales inferiores, particularmente en varones con empleos poco prestigiosos, son quienes más resistencias manifiestan para que mujeres se incorporen a los espacios públicos laborales (Husbands en Zuo & Tang, 2000; Aguilar-Cunill y Brunet, 2018). Tales actitudes de persistencia de roles diferenciados, asimétricos para las mujeres, no siempre se manifiestan congruentemente por la pragmática de la necesidad económica imperante de las clases trabajadoras; sin embargo, opera a pesar de las posturas excluyentes (Usdansky, 2011).
Por último, respecto a la edad, se ha argumentado que las personas de mayor edad se posicionan más conservadoramente hacia cambios sociales, ideológicos, políticos y culturales en lo general (Babbie, Wagner & Zaino, 2015; Babbie, 2016) y en particular con respecto a las normas culturales acerca de los roles imputados a mujeres y hombres (Perales, Lersch & Baxter, 2019). Lo cual coincide con estudios empíricos que también han corroborado a las edades mayores como tendientes a manifestarse más conservadoras respecto a la equidad de género (Blaxter & Kane, 1995) en razón de que responden valorativamente en congruencia a las etapas históricas de su formación o socialización primaria. Esta tendencia, en este estudio para el caso mexicano, discrepa con resultados contemporáneos en Europa cuya prevalencia señala a los sectores jóvenes como los más propensos al sexismo contra las mujeres (Off, Charon & Alexander, 2022).
Conclusiones
El objetivo de este estudio es identificar las tendencias mexicanas con respecto a la sentencia de que la educación superior es más importantes para varones que para mujeres a partir de los resultados que la Encuesta Mundial de Valores 2022 ofrece para México.
Así, las posturas excluyentes sobre la importancia de la educación superior para las mujeres han sido transversalmente registradas desde 1994 a 2022, las cuales tienden porcentualmente a la baja ya que su oscilación inicial de poco más 30% en el primer periodo ha decrecido hasta menos de 20% en el periodo último. Igualmente es perceptible en la dimensión eje de este estudio, es decir que la tendencia porcentual de agentes mexicanos y mexicanas que soportan la afirmación a nivel “Muy de acuerdo” es progresivamente menor.
Sin embargo, comparativamente a otros países, se ubica a México como el segundo con mayor proporción de respuestas excluyentes en el último periodo de análisis. La explicación de esto se expresa a que, entre menor tasa de participación de mujeres en educación superior, más porcentaje de agentes refieren estar “Muy de acuerdo” con que la educación superior es más importante para hombres que para mujeres, según el ejercicio correlacional.
Otro nivel de explicación es que la actitud excluyente en México se encuentra asociada al nivel de ingreso, nivel educativo y rango de edad; siendo por lo tanto agentes con poca escolaridad, de clases social baja y de mayor edad quienes son más próximos de referir que la educación superior es menos importante para las mujeres.
Con todo lo anterior, se pretende abonar al estado de conocimiento sobre las condiciones de prejuicios que coexisten contra las mujeres sobre su acceso a espacios públicos, particularmente a las universidades; considerando que estructuralmente se encuentran en asimetría a pesar de su acceso a espacios formativos superiores que recientemente calificados en paridad, pero no exenta de hostilidades que merman su desempeño y visibilidad. Así, el preámbulo a su acceso, con estos resultados, dejan ver la persistencia de trabas actitudinales que refuerzan la inequidad y el sexismo.
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