Fichamento: Educational Expansion and Social Mobility in the 20th Century
Breen, R. (2010). Educational expansion and social mobility in the 20th century. Social Forces, 89(2), 365–388. https://doi.org/10.1353/SOF.2010.0076
Ficha Analítica Crítica
Esta seção segue o formato IA Planilhando Textos v17.4.
Mapa Argumentativo
| Seção | Título / Tema | Função argumentativa | Contribuição para a tese central |
|---|---|---|---|
| Introdução (pp. 365–366) | Puzzle e objetivos | Apresentação do puzzle | Estabelece que a expansão educacional pode reduzir desigualdades de mobilidade de forma independente da equalização — hipótese central |
| Educational Equality (pp. 366–367) | Debate sobre equalização | Revisão de literatura | Mapeia o estado da arte; conclui que há evidência mais recente de equalização em vários países europeus, abrindo espaço para a comparação |
| Social Fluidity (pp. 367–368) | Debate sobre fluidez social | Revisão de literatura | Sintetiza os achados sobre tendências temporais em fluidez social, identificando os três países como casos com diferentes trajetórias |
| How Education Might Influence Social Mobility: An Example (pp. 368–369) | Mecanismos: formalização intuitiva | Fundamento teórico | Ilustra com tabela hipotética 2×2×2 a distinção entre equalização e efeito composicional, mostrando que cada um tem magnitude distinta |
| How Education Might Influence Social Mobility: Formal Derivation (pp. 370–371) | Formalização log-linear | Fundamento metodológico | Deriva formalmente as equações de probabilidade condicional e os modelos log-lineares que sustentam as simulações contrafactuais |
| Data (pp. 371–373) | Descrição dos dados | Análise empírica | Descreve fontes, períodos, esquemas de classificação (EGP, CASMIN) e tamanhos amostrais — fundamento da comparação entre países |
| Models and Results (pp. 373–376) | Tendências observadas em OE, OD e expansão | Análise empírica | Documenta empiricamente as condições necessárias para o efeito composicional (associação diferencial, expansão, tendências de equalização) |
| Simulations (pp. 376–381) | Decomposição contrafactual dos efeitos | Análise empírica central | Quantifica as contribuições relativas de cada mecanismo para a mudança na fluidez social; resultado principal do artigo |
| Conclusions (pp. 381–383) | Síntese e implicações de política | Síntese e extensão do argumento | Interpreta os resultados no contexto institucional de cada país; discute implicações de política para a equalização via expansão; qualifica a recomendação de expansão isolada |
| Technical Appendix (pp. 387–388) | Justificativa da ordem de decomposição e da amostra masculina | Qualificação metodológica | Demonstra robustez da ordenação dos termos removidos; justifica exclusão de mulheres por viés de participação no mercado de trabalho |
1 Introdução (pp. 365–366)
1.1 Apresentação do puzzle e delimitação do problema [§1–§3]
O artigo abre com uma afirmação canônica na sociologia da estratificação: a desigualdade educacional segundo origem social é considerada uma causa central da desigualdade nas chances de ascensão de classe. Breen, porém, identifica um vácuo analítico relevante: embora a literatura mobilize extensamente a questão da equalização educacional — a redução das diferenças por origem de classe no acesso à educação — ela praticamente ignora a possibilidade de que a expansão educacional (o crescimento absoluto dos níveis de escolaridade) possa por si mesma contribuir para a redução das desigualdades de mobilidade.
O autor declara explicitamente que o objetivo da pesquisa é exploratório: aplicar um novo método para descobrir quão importantes foram a equalização e a expansão para moldar a fluidez social (social fluidity) na Suécia, na Grã-Bretanha e na Alemanha, ao longo de coortes nascidas do início do século XX até o início dos anos 1970. A escolha desses três países é justificada duplamente: eles representam os três mundos do welfare capitalism descritos por Esping-Andersen (1990) — regime liberal (Grã-Bretanha), social-democrata (Suécia) e conservador-continental (Alemanha) — e, conforme a literatura de mobilidade já demonstrou (Breen 2004), exibem diferentes níveis e tendências de fluidez social.
A Suécia é descrita como a sociedade mais aberta da Europa nesse quesito, com aumento constante de fluidez durante grande parte da segunda metade do século XX (Breen e Jonsson 2007). A Grã-Bretanha, que foi uma das sociedades mais fluidas da Europa por volta de 1970, experimentou pouca variação de período desde então. A Alemanha, historicamente menos fluida que Suécia e mais próxima da França e da Itália, apresentou aumentos significativos de fluidez nas coortes nascidas após os anos 1930 (Müller e Pollak 2004). Essas trajetórias distintas tornam o conjunto um campo de teste privilegiado para avaliar em que medida equalização e expansão contribuem diferentemente para as mudanças na fluidez.
2 Educational Equality (pp. 366–367)
2.1 O debate sobre desigualdade educacional e sua evolução [§4–§7]
Uma das questões mais debatidas na sociologia da estratificação recente diz respeito a saber se, ao longo do século XX, as desigualdades de acesso educacional segundo origem social diminuíram ou permaneceram estáveis. Até o final da década de 1980, era amplamente aceito que a redução da desigualdade educacional seria uma consequência inevitável da modernização e da industrialização: Treiman (1970) argumentou que a influência da educação sobre o status ocupacional deveria ser mais forte em sociedades mais industrializadas e que o papel do status parental no acesso à educação deveria declinar com o mesmo processo.
Esse consenso foi abalado por Shavit e Blossfeld (1993), que encontraram estabilidade na desigualdade educacional em 13 países industrializados ao longo do século XX. Não obstante a expansão substancial dos sistemas educacionais — sobretudo no nível médio-inferior —, apenas dois países (Suécia e Holanda) apresentaram redução na força da associação entre origem social e nível de escolaridade. Os editores concluíram que havia “pouca mudança na desigualdade socioeconômica de oportunidade educacional” e que “o impacto das reformas educacionais sobre mudanças na estratificação educacional parece ser negligenciável.” Em outras palavras, embora os níveis absolutos de escolaridade tenham aumentado em toda parte, as chances relativas de avanço educacional entre pessoas de diferentes origens sociais permaneceram em geral inalteradas.
Breen e Jonsson (2005:226) oferecem, porém, uma revisão posterior que reverte parcialmente o diagnóstico de Shavit e Blossfeld: análises subsequentes demonstraram equalização na Alemanha (Henz e Maas 1995; Jonsson, Mills e Müller 1996; Müller e Haun 1994), na França (Vallet 2004a), na Itália (Shavit e Westerbeek 1998) e provavelmente na Noruega (Lindbekk 1998). Breen et al. (2009, 2010), em análises comparativas de oito países europeus, identificam uma tendência à diminuição da influência das origens sociais sobre a escolaridade nas coortes nascidas nos primeiros três quartos do século XX, com variações cross-nacionais importantes. A discrepância entre estudos é atribuída em parte a diferenças nas medidas de origem social e nos modelos estatísticos utilizados — mas Breen observa que é surpreendente que o padrão básico não seja robusto a tais variações.
6 Data (pp. 371–373)
6.1 Fontes de dados, classificações e amostras [§23–§28]
Os dados provêm de três fontes nacionais. Para a Grã-Bretanha, o General Household Survey (GHS) cobre os anos 1973, 1975–1976 e 1979–1992 (com os anos 1977, 1978, 1985 e 1986 excluídos por falta de informação sobre a ocupação paterna, e o ano 1974 excluído por problemas documentados por Goldthorpe e Mills 2004). Para a Alemanha, os dados abrangem 1976 a 2002 e são extraídos principalmente do Allbus, complementado por Zumabus, surveys de bem-estar, do painel socioeconômico alemão (GSOEP) e pelo German Life History Study. Müller e Pollak (2004) atestam a comparabilidade dos questionários e a ausência de inconsistências sistemáticas; a análise se restringe a residentes na antiga Alemanha Ocidental para garantir comparabilidade temporal. Para a Suécia, as 24 pesquisas anuais de condições de vida (ULF, 1976–1999) conduzidas pelo Statistics Sweden formam o conjunto de dados.
A análise se restringe a homens (justificativa desenvolvida no apêndice técnico), na faixa etária de trabalho. Para a Alemanha e a Suécia, a faixa é de 25 a 64 anos; para a Grã-Bretanha, 25 a 49 anos (por limitação do GHS para respondentes mais velhos). As origens e destinos de classe (O e D) são definidos com o esquema EGP (Erikson e Goldthorpe 1992) em sete classes: (I) serviço superior; (II) serviço inferior; (IIIa) não-manual de rotina; (IVab) autônomos e pequenos empregadores; (IVc) agricultores; (V+VI) manuais qualificados, técnicos e supervisores; (VIIab+IIIb) semi e não qualificados. Restrições dos dados levam ao uso de seis classes tanto para a Grã-Bretanha (I+II+IVa fundidos) quanto para a Suécia (VIIab e IIIb não distinguidos).
A educação (E) é medida pela maior qualificação formal, codificada segundo o esquema CASMIN (Müller et al. 1989) em cinco categorias: 1abc (apenas educação compulsória); 2ab (educação secundária intermediária, vocacional e geral); 2c (educação secundária completa); 3a (terciária inferior); 3b (terciária superior). A Suécia usa seis categorias por distinguir entre 1ab e 1c. As coortes de nascimento são definidas de modo diferente em cada país, cobrindo do início dos anos 1910 ao final dos anos 1970 na Alemanha, do início dos anos 1920 ao final dos anos 1960 na Grã-Bretanha, e do início dos anos 1910 ao final dos anos 1970 na Suécia. Os tamanhos amostrais são: 18.961 para Alemanha, 58.125,5 para Grã-Bretanha (ponderado para corrigir sobreamostragem escocesa) e 33.281 para Suécia.
Nota: O autor ressalta que nem todas as coortes são observadas em todos os surveys: as coortes mais velhas e mais jovens são observadas menos frequentemente, enquanto as coortes nascidas em torno do meio do século são as mais bem representadas. Isso deve ser considerado na interpretação dos resultados nas extremidades da série temporal. academic.oup
7 Models and Results (pp. 373–376)
7.1 Tendências na desigualdade educacional por coorte [§29–§31]
A Figura 1 apresenta as tendências na associação entre origem de classe e escolaridade ao longo das coortes, estimadas por modelos de logit ordenado. Para a Alemanha e a Suécia, a impressão geral é de declínio nas desigualdades de classe no acesso à educação — as linhas para diferentes origens de classe convergem progressivamente ao longo das coortes. Para a Grã-Bretanha, o padrão é menos claro; nota-se que entre as coortes mais velhas as diferenças de classe já eram menores do que na Alemanha, e que mesmo entre a coorte mais jovem elas permanecem inferiores às alemãs — embora o autor ressalve que isso deve ser interpretado à luz das diferenças nas classificações de classe britânicas, onde a classe mais alta é definida de forma mais heterogênea.
7.2 Associação diferencial e expansão educacional [§32–§34]
A Figura 2 documenta a associação diferencial: a força da associação origem-destino a cada nível educacional, medida por um modelo de efeito de camada log-multiplicativo (Xie 1992), com o nível de associação no nível educacional mais baixo fixado em 1. Nos três países, a tendência é de enfraquecimento da associação OD em níveis educacionais mais elevados — embora na Alemanha e na Suécia a associação seja mais fraca no nível terciário inferior (3a) do que no superior (3b). Essa constatação confirma a condição necessária para o efeito composicional em todos os três países.
A Figura 3 ilustra a expansão educacional comparando a distribuição educacional das segundas coortes mais velhas e mais jovens em cada país. Os três países mostram expansão clara. A expansão é particularmente pronunciada na Grã-Bretanha, onde as coortes mais velhas estavam fortemente concentradas no nível educacional mais baixo. Finalmente, a Figura 4 apresenta a tendência da associação bruta origem-destino ao longo das coortes. A Suécia exibe um declínio aproximadamente constante ao longo de todas as coortes, replicando achados de Breen e Jonsson (2007). A Alemanha apresenta um fortalecimento inicial seguido de um declínio acentuado a partir da terceira coorte (nascida entre 1931 e 1939), padrão já documentado em Müller e Pollak (2004). A Grã-Bretanha mostra um fortalecimento inicial da associação OD, seguido de estabilidade a partir da coorte nascida entre 1942 e 1948 — o modesto declínio subsequente não é estatisticamente significante.
8 Simulations (pp. 376–381)
8.1 Método de decomposição contrafactual [§35–§38]
Para mensurar as contribuições relativas dos quatro mecanismos de mudança — (1) o efeito direto parcial de origens sobre destinos (COD); (2) as mudanças nos retornos à educação em termos de posição de classe (CED); (3) a equalização educacional (mudança na associação OE por coorte); e (4) o efeito composicional (expansão + associação diferencial) —, Breen gera um conjunto de cinco tabelas COD contrafactuais removendo sequencialmente termos do modelo log-linear inicial.
O modelo inicial (1) inclui todos os efeitos nas tabelas E|OC e D|OEC exceto a interação de quatro vias COED. O segundo modelo (2) remove o termo (^{COD}{ijl}) (efeito parcial direto de origens sobre destinos por coorte); como qualquer modelo com esse termo sempre reproduz o COD observado, ele deve ser removido primeiro. O terceiro modelo (3) remove o termo (^{CED}{ikl}) (mudança nos retornos à educação). O quarto modelo (4) remove o termo (^{COE}{ijk}) (equalização). O quinto e último modelo (5) remove simultaneamente (^{CE}{ik}) (expansão) e (^{OED}_{jkl}) (associação diferencial), eliminando assim o efeito composicional. A comparação entre as tabelas COD geradas por modelos sucessivos permite isolar a contribuição de cada mecanismo.
O efeito de cada mecanismo sobre a fluidez é capturado comparando os slopes (()) de tendência linear obtidos pelo modelo log-multiplicativo de efeito de camada (Xie 1992) aplicado a cada tabela contrafactual. Para a Alemanha e a Grã-Bretanha, onde a tendência não é linear, uma spline com dois slopes é ajustada — um para as coortes mais velhas, outro para as mais jovens. Um valor positivo de () indica crescente associação OD (menor fluidez); um valor negativo indica redução (maior fluidez).
Nota: O próprio autor reconhece em nota de rodapé que os testes de significância estatística reportados na Tabela 3 não são testes formalmente válidos, porque os dados sobre os quais o modelo é ajustado são eles mesmos gerados por um modelo — não observações empíricas independentes. semanticscholar
8.2 Resultados da decomposição para Alemanha, Suécia e Grã-Bretanha [§39–§44]
Para a Alemanha, entre as coortes mais velhas, o principal fator de aumento da associação OD foi o efeito COD direto — as contribuições percentuais mostram que foi esse mecanismo que impulsionou a desigualdade nas coortes mais antigas, enquanto o efeito composicional operou na direção oposta (redução da desigualdade). Entre as coortes mais jovens, os principais fatores de redução da associação OD foram o efeito composicional (68,17% da variação total no segundo slope) e a equalização educacional (31,50%), com o efeito CED contribuindo marginalmente e negativamente. O efeito COD direto nos coortes jovens levemente promoveu igualdade (0,39%).
Para a Suécia, onde uma tendência linear é suficiente, o efeito COD operou na direção de menor fluidez (slope de -1,62 no modelo sem COD, comparado com -0,96 no modelo observado — o que implica que o COD reduziu a fluidez em 68,75%). O efeito CED também reduziu ligeiramente a fluidez (-13,54%). A remoção da equalização torna o slope muito menos negativo (de -0,76 para próximo de zero), indicando que a equalização foi responsável por 103,13% da mudança observada. O efeito composicional contribuiu com 79,17% — os valores somam mais de 100% porque alguns efeitos atuaram em sentidos opostos.
Para a Grã-Bretanha, apenas o primeiro modelo (com todos os efeitos) apresenta slopes estatisticamente significantes. Uma vez removido o efeito COD, ambos os slopes se tornam não significantes, indicando que a variação temporal na fluidez britânica foi quase inteiramente determinada por mudanças no efeito parcial direto de origens sobre destinos — que atuou na direção de menor fluidez, tanto nas coortes mais velhas (-84,71%) quanto nas mais jovens (-147,24%). A equalização teve efeito equalizante nas coortes mais velhas, mas desequalizante nas mais jovens. O único mecanismo que atuou consistentemente na direção de maior fluidez foi o efeito composicional (+78,83% entre as coortes jovens), embora esse efeito não alcance significância estatística.
9 Conclusions (pp. 381–383)
9.1 Síntese dos resultados por país [§45–§47]
A conclusão retoma a lógica contrafactual: o artigo estimou o que teria acontecido com a fluidez social caso, por exemplo, a associação entre origens de classe e escolaridade tivesse permanecido constante ao longo do tempo, comparado ao que de fato ocorreu. Na Suécia, a equalização das chances educacionais teve um efeito consistente sobre o aumento da fluidez social; políticas como a eliminação de taxas para educação secundária e terciária, a introdução de refeições e materiais escolares gratuitos, e a reforma de escolas abrangentes (comprehensive schools) na década de 1950 tornaram as oportunidades educacionais menos dependentes dos recursos econômicos da família de origem (Erikson 1996). A igualdade de condições alcançada via tributação progressiva, redistribuição pelo welfare state (Korpi e Palme 2004) e políticas de mercado de trabalho contribuiu adicionalmente para a equalização.
Na Alemanha, a equalização operou principalmente nas coortes nascidas após os anos 1930. Jonsson, Mills e Müller (1996) argumentam que o período do Wirtschaftswunder garantiu segurança econômica a todas as classes sociais, enquanto sindicatos fortes asseguraram condições de trabalho favoráveis e acordos de pensão. Políticas educacionais específicas — como o aumento do período de educação compulsória e a elevação do nível de educação geral exigido para o acesso à aprendizagem — contribuíram indiretamente para que crianças da classe trabalhadora adquirissem maior escolaridade, mesmo que inicialmente motivadas pela aprendizagem vocacional.
A Grã-Bretanha promulgou muitas das mesmas reformas que a Suécia — a Lei de Educação de 1944 tornou o ensino secundário gratuito; a diferenciação dentro do setor público foi reduzida após o final dos anos 1960 — mas aparentemente sem o mesmo efeito equalizador. O sistema altamente diferenciado (incluindo um pequeno setor privado persistente) manteve a seleção por desempenho examinatório. O welfare state britânico nunca desempenhou o mesmo papel redistributivo do sueco, e a Grã-Bretanha nunca desenvolveu políticas de mercado de trabalho de tipo corporatista. A persistência de um mercado de trabalho para trabalhadores semi ou não qualificados pode ter incentivado crianças de classe trabalhadora a deixar a escola na idade mais jovem possível, mantendo as diferenças de classe no acesso educacional.
9.2 Implicações de política e qualificação do argumento [§48–§50]
O artigo conclui que sociólogos da educação e da estratificação social têm amplamente subestimado o potencial da expansão educacional para promover maior igualdade nas chances de mobilidade, mesmo nos casos em que a equalização não ocorreu. Na Alemanha, o efeito composicional foi mais forte do que o efeito de equalização entre as coortes mais jovens; na Suécia, onde a equalização foi a principal causa do aumento de fluidez, o efeito composicional também contribuiu; na Grã-Bretanha, foi o único mecanismo que apontou na direção de maior fluidez.
O autor qualifica, porém, a recomendação de política pública: se os beneficiários da expansão forem principalmente jovens de origens de classe mais favorecidas, isso pode promover desigualdade educacional cujo impacto sobre a fluidez social contrabalance o efeito composicional (Jonsson e Erikson 2007). A expansão educacional isolada é, portanto, uma estratégia de risco se o objetivo é aumentar a fluidez social. Em contrapartida, promover a equalização educacional tende a ser uma estratégia mais eficaz, porque a equalização quase certamente implica expansão dos níveis médio e superior de escolaridade — dado que é improvável que a equalização ocorra por redução da participação educacional das classes médias (como notam Raftery e Hout 1993 e Breen e Jonsson 2007).
10 Technical Appendix (pp. 387–388)
10.1 Justificativa da restrição a homens [§51–§52]
O apêndice técnico apresenta dois conjuntos de justificativas metodológicas. O primeiro diz respeito à exclusão de mulheres: análises envolvendo posição de classe restringem atenção a pessoas atualmente no mercado de trabalho. Incluir indivíduos fora da força de trabalho implicaria usar posições de classe ocupadas no passado distante ou derivadas dos cônjuges, conforme as convenções do survey específico. Mais criticamente, comparações temporais seriam comprometidas se as taxas de participação no mercado de trabalho variassem dentro das coortes de nascimento ao longo do ciclo de vida — o que, no caso dos homens, é geralmente não problemático. Na Grã-Bretanha e na Alemanha, há tanto uma tendência histórica de crescente participação feminina quanto padrões pronunciados de participação e não-participação ao longo do ciclo de vida. Na Suécia, ao contrário, o padrão de participação feminina varia menos ao longo do ciclo de vida e se assemelha mais ao masculino — razão pela qual Breen e Jonsson (2007) incluíram mulheres em análise exclusivamente sueca.
10.2 Justificativa da ordem de decomposição e robustez dos slopes [§53–§55]
O segundo conjunto de justificativas trata da ordem em que os termos são removidos dos modelos. O argumento é que há pouca discricionariedade real: enquanto o termo (^{COD}{ijl}) permanecer no modelo, o COD implicado sempre reproduzirá o COD observado, portanto ele deve ser removido primeiro. Além disso, o efeito composicional requer dois termos — (^{OED}{jkl}) e (^{CE}_{ik}) — e removê-los separadamente tornaria o modelo de equalização não-hierárquico. O autor informa que os outros dois ordenamentos possíveis dentro dessas restrições produzem contribuições relativas quase idênticas e conclusões substantivas inalteradas.
A justificativa para comparar slopes em vez de comparar fluidez em uma coorte dada reside em um problema técnico: quando um termo como (^{COD}{ijl}) é removido, a associação parcial OD não é fixada em seu valor na coorte mais velha, mas em um valor médio complexo ao longo de todas as coortes. Isso torna a comparação direta de associações em uma dada coorte infactível. A comparação de slopes contorna esse problema porque o slope é invariante ao reescalonamento das associações em todas as coortes pelo valor de (^{OD}{jl}).
3 Social Fluidity (pp. 367–368)
3.1 O conceito de fluidez social e o debate sobre suas tendências [§8–§11]
A fluidez social (social fluidity) é definida como a razão de chances (odds ratio) entre respondentes nascidos em diferentes origens de classe de vir a ocupar uma posição de classe mais ou menos vantajosa. Diferentemente das taxas brutas de mobilidade — influenciadas pela estrutura de classe da sociedade —, os odds ratios capturam as chances relativas de mobilidade independentemente de mudanças nas distribuições marginais de origem e destino.
A educação é identificada como o principal canal pelo qual a reprodução de classe ocorre entre gerações (Ishida, Müller e Ridge 1995). A premissa central da literatura é que a desigualdade educacional importa sobretudo porque pode afetar as chances de mobilidade social: se a fluidez educacional (a independência entre origem de classe e escolaridade) aumentar, a fluidez social tende a aumentar em consequência. Erikson e Goldthorpe (1992) argumentaram por uma “estabilidade temporal elevada” da fluidez social, mas esse julgamento se baseava em comparações de grupos etários extraídos de um único survey por país — uma estratégia que confunde efeitos de coorte e de período.
Estudos baseados em séries de surveys repetidos ao longo do tempo são raros. Entre as exceções mais conhecidas estão Ganzeboom, Luijkx e Treiman (1989), que demonstraram “diferenças cross-nacionais e cross-temporais substanciais na extensão da mobilidade,” e Breen e Luijkx (2004), que documentaram variação significativa entre países europeus e uma tendência generalizada a maior fluidez nas últimas décadas do século XX. Análises por coorte de nascimento para países específicos — Hout (1988) para os EUA, Vallet (2004a) para a França, Müller e Pollak (2004) para a Alemanha, Breen e Jonsson (2007) para a Suécia — mostram, em todos os casos, um declínio gradual na associação entre origens e destinos de classe durante o século XX.
3.2 Como a educação pode influenciar a mobilidade social: dois mecanismos [§12–§14]
Seguindo Breen e Jonsson (2007), o artigo distingue dois caminhos pelos quais a educação pode aumentar a fluidez social. O primeiro é a equalização (equalization): quando a associação entre origem de classe e escolaridade se enfraquece ao longo das coortes, a ligação entre origem e destino de classe tende a se enfraquecer por consequência, dado que a educação é o determinante mais importante da posição de classe. O segundo caminho é composicional: se a associação origem-destino for mais fraca em níveis educacionais mais elevados — o que Breen denomina associação diferencial (differential association) —, e se a expansão educacional aumentar a proporção de coortes sucessivas que alcançam esses níveis, essa mudança composicional reduzirá a associação bruta entre origens e destinos. A razão é que a população passará a conter proporções crescentes de indivíduos (os mais escolarizados) para os quais as origens de classe exercem efeito relativamente fraco sobre os destinos.
A associação diferencial já havia sido identificada por Hout (1988) e documentada em seguida para França (Vallet 2004b), Suécia (Erikson e Jonsson 1998) e Alemanha (Breen e Luijkx 2007). A justificativa teórica é que qualificações de nível superior funcionam como sinais mais fortes aos empregadores, deixando menos espaço para efeitos de rede social baseados em origem de classe, e/ou que os mercados de trabalho em que os graduados operam são mais meritocráticos.