* ¿Qué modelo de movilidad social se da en Cataluña? * Se analizan los datos de: * La Enquesta de Condicions de Vida i Hàbits de la Població de Catalunya 2006. * Se considera la población de 30 y más años con las variables de categoría ocupacional * familiar (la categoria más alta del padre o la madre) y la categoria ocupacional * del hijo/a (ego entrevistado), según la tipología de Erikson, Goldthorpe y Portocarero: * Erikson, R. i Goldthorpe, J. H. (1993). The Constant Flux. * New York: Oxford University Press, p. 39. SET TNUMBERS=BOTH TVARS=BOTH ONUMBERS=BOTH OVARS=BOTH. * Generación e identificación de los datos de la tabla de movilidad. DATA LIST FREE / C O D (3F1.0) Fre (F4.0). BEGIN DATA. 1 1 1 16 1 1 2 2 1 1 3 8 1 1 4 8 1 1 5 0,1 1 2 1 7 1 2 2 48 1 2 3 10 1 2 4 12 1 2 5 7 1 3 1 1 1 3 2 8 1 3 3 15 1 3 4 9 1 3 5 8 1 4 1 7 1 4 2 17 1 4 3 21 1 4 4 31 1 4 5 9 1 5 1 9 1 5 2 50 1 5 3 33 1 5 4 69 1 5 5 90 2 1 1 36 2 1 2 8 2 1 3 14 2 1 4 7 2 1 5 1 2 2 1 15 2 2 2 61 2 2 3 26 2 2 4 21 2 2 5 13 2 3 1 13 2 3 2 13 2 3 3 32 2 3 4 22 2 3 5 8 2 4 1 23 2 4 2 27 2 4 3 40 2 4 4 69 2 4 5 13 2 5 1 11 2 5 2 62 2 5 3 75 2 5 4 108 2 5 5 101 3 1 1 45 3 1 2 16 3 1 3 22 3 1 4 8 3 1 5 5 3 2 1 17 3 2 2 46 3 2 3 32 3 2 4 21 3 2 5 12 3 3 1 29 3 3 2 14 3 3 3 57 3 3 4 26 3 3 5 23 3 4 1 37 3 4 2 28 3 4 3 57 3 4 4 75 3 4 5 22 3 5 1 29 3 5 2 69 3 5 3 114 3 5 4 146 3 5 5 110 4 1 1 76 4 1 2 18 4 1 3 40 4 1 4 12 4 1 5 5 4 2 1 44 4 2 2 52 4 2 3 56 4 2 4 22 4 2 5 9 4 3 1 44 4 3 2 31 4 3 3 75 4 3 4 37 4 3 5 9 4 4 1 46 4 4 2 42 4 4 3 116 4 4 4 93 4 4 5 20 4 5 1 53 4 5 2 54 4 5 3 129 4 5 4 117 4 5 5 72 5 1 1 142 5 1 2 18 5 1 3 66 5 1 4 11 5 1 5 1 5 2 1 62 5 2 2 65 5 2 3 72 5 2 4 28 5 2 5 14 5 3 1 70 5 3 2 46 5 3 3 137 5 3 4 63 5 3 5 18 5 4 1 84 5 4 2 54 5 4 3 143 5 4 4 144 5 4 5 35 5 5 1 58 5 5 2 45 5 5 3 162 5 5 4 92 5 5 5 64 6 1 1 186 6 1 2 43 6 1 3 140 6 1 4 40 6 1 5 14 6 2 1 84 6 2 2 44 6 2 3 119 6 2 4 49 6 2 5 21 6 3 1 97 6 3 2 37 6 3 3 195 6 3 4 87 6 3 5 52 6 4 1 71 6 4 2 29 6 4 3 189 6 4 4 150 6 4 5 52 6 5 1 40 6 5 2 33 6 5 3 120 6 5 4 74 6 5 5 98 END DATA. VARIABLE LABELS O "Categoría ocupacional familiar" D "Categoría ocupacional del hijo/a" C "Cohorte". VALUE LABELS O D 1 'I+II Clase de servicios' 2'IV Pequeña burguesía' 3 'III Rutina no manual' 4 'V+VI Manual calificado' 5 'VIIa+VIIb Manual no calificado' / C 1 '<= 1925' 2 '1926-35' 3 '1936-45' 4 '1946-55' 5 '1956-65' 6 '1966-75'. WEIGHT BY Fre. FREQUENCIES ALL. CROSSTABS O BY D / O BY D BY C. CROSSTABS O BY D / O BY D BY C /CELLS= COUNT COLUMN /STATISTICS=CHISQ PHI. *********************************** Análisis O D. * Análisis log-lineal: selección de modelo y parámetros. HILOGLINEAR O D (1 5) /METHOD=BACKWARD /CRITERIA MAXSTEPS(10) P(.05) ITERATION(20) DELTA(.5) /PRINT=FREQ RESID ASSOCIATION /DESIGN. * Modelo de asociación o saturado. GENLOG O D /MODEL=POISSON /PRINT=FREQ RESID ADJRESID ZRESID DEV DESIGN ESTIM /PLOT=NONE /DESIGN O D O*D. * Modelo log-lineal de independencia. GENLOG O D /MODEL=POISSON /PRINT=FREQ RESID ADJRESID ZRESID DEV DESIGN ESTIM /PLOT=NONE /SAVE=RESID ZRESID ADJRESID DEV PRED /DESIGN O D. * Cálculo del índice de disimilitud. COMPUTE Z=1. COMPUTE ABS_RES_1=ABS(RES_1). WEIGHT OFF. AGGREGATE /OUTFILE=* MODE=ADDVARIABLES /BREAK=Z /ABS_RES_1_sum=SUM(ABS_RES_1) /PRE_1_sum=SUM(PRE_1). WEIGHT BY Fre. COMPUTE ID=(ABS_RES_1_sum/(2*PRE_1_sum))*100. LIST ID /CASES=FROM 1 TO 1. DELETE VARIABLES RES_1 ZRE_1 ADJ_1 DEV_1 PRE_1 ABS_RES_1 ABS_RES_1_sum PRE_1_sum ID. * Modelo log-lineal de cuasi-independencia de Goodman (MCI). COMPUTE MCI=1. IF (O=D) MCI=0. FREQUENCIES MCI. MEANS TABLES=MCI BY O BY D /CELLS MIN. GENLOG O D /MODEL=POISSON /CSTRUCTURE=MCI /PRINT=FREQ RESID ADJRESID ZRESID DEV DESIGN ESTIM CORR COV /PLOT=RESID(ADJRESID DEV) NORMPROB(ADJRESID DEV) /CRITERIA=CIN(95) ITERATE(20) CONVERGE(0.001) DELTA(.5) /DESIGN O D /SAVE=RESID ZRESID ADJRESID DEV PRED. * Cálculo del índice de disimilitud. COMPUTE Z=1. COMPUTE ABS_RES_1=ABS(RES_1). WEIGHT OFF. AGGREGATE /OUTFILE=* MODE=ADDVARIABLES /BREAK=Z /ABS_RES_1_sum=SUM(ABS_RES_1) /PRE_1_sum=SUM(PRE_1). WEIGHT BY Fre. COMPUTE ID=(ABS_RES_1_sum/(2*PRE_1_sum))*100. LIST ID /CASES=FROM 1 TO 1. DELETE VARIABLES RES_1 ZRE_1 ADJ_1 DEV_1 PRE_1 ABS_RES_1 ABS_RES_1_sum PRE_1_sum ID. * Modelo log-lineal de las esquinas de Hout (ME). COMPUTE ME=1. IF (O=D) ME=0. IF ( (O=2 AND D=1 OR O=1 AND D=2) OR (O=4 AND D=5 OR O=5 AND D=4) ) ME=0. FREQUENCIES ME. MEANS TABLES=ME BY O BY D /CELLS MIN. GENLOG O D /MODEL=POISSON /CSTRUCTURE=ME /PRINT=FREQ RESID ADJRESID ZRESID DEV DESIGN ESTIM CORR COV /PLOT=RESID(ADJRESID DEV) NORMPROB(ADJRESID DEV) /CRITERIA=CIN(95) ITERATE(20) CONVERGE(0.001) DELTA(.5) /DESIGN O D /SAVE=RESID ZRESID ADJRESID DEV PRED. * Cálculo del índice de disimilitud. COMPUTE Z=1. COMPUTE ABS_RES_1=ABS(RES_1). WEIGHT OFF. AGGREGATE /OUTFILE=* MODE=ADDVARIABLES /BREAK=Z /ABS_RES_1_sum=SUM(ABS_RES_1) /PRE_1_sum=SUM(PRE_1). WEIGHT BY Fre. COMPUTE ID=(ABS_RES_1_sum/(2*PRE_1_sum))*100. LIST ID /CASES=FROM 1 TO 1. DELETE VARIABLES RES_1 ZRE_1 ADJ_1 DEV_1 PRE_1 ABS_RES_1 ABS_RES_1_sum PRE_1_sum ID. * Modelo log-lineal de cuasi-simetría (MCS). NO PUEDE EJECUTARSE: +10 VARIABLES !!! COMPUTE MCS1=0. COMPUTE MCS2=0. COMPUTE MCS3=0. COMPUTE MCS4=0. COMPUTE MCS5=0. COMPUTE MCS6=0. COMPUTE MCS7=0. COMPUTE MCS8=0. COMPUTE MCS9=0. COMPUTE MCS10=0. IF ((O=1 AND D=2) OR (O=2 AND D=1)) MCS1=1. IF ((O=1 AND D=3) OR (O=3 AND D=1)) MCS2=2. IF ((O=1 AND D=4) OR (O=4 AND D=1)) MCS3=3. IF ((O=1 AND D=5) OR (O=5 AND D=1)) MCS4=4. IF ((O=2 AND D=3) OR (O=3 AND D=2)) MCS5=5. IF ((O=2 AND D=4) OR (O=4 AND D=2)) MCS6=6. IF ((O=2 AND D=5) OR (O=5 AND D=2)) MCS7=7. IF ((O=3 AND D=4) OR (O=4 AND D=3)) MCS8=8. IF ((O=3 AND D=5) OR (O=5 AND D=3)) MCS9=9. IF ((O=4 AND D=5) OR (O=2 AND D=4)) MCS10=10. MEANS TABLES=ME BY O BY D /CELLS MIN. GENLOG O D MCS1 MCS2 MCS3 MCS4 MCS5 MCS6 MCS7 MCS8 MCS9 MCS10 /MODEL=POISSON /PRINT=FREQ RESID ADJRESID ZRESID DEV DESIGN ESTIM CORR COV /PLOT=RESID(ADJRESID DEV) NORMPROB(ADJRESID DEV) /CRITERIA=CIN(95) ITERATE(20) CONVERGE(0.001) DELTA(.5) /DESIGN O D MCS1 MCS2 MCS3 MCS4 MCS5 MCS6 MCS7 MCS8 MCS9 MCS10 /SAVE=RESID ZRESID ADJRESID DEV PRED. * Cálculo del índice de disimilitud. COMPUTE Z=1. COMPUTE ABS_RES_1=ABS(RES_1). WEIGHT OFF. AGGREGATE /OUTFILE=* MODE=ADDVARIABLES /BREAK=Z /ABS_RES_1_sum=SUM(ABS_RES_1) /PRE_1_sum=SUM(PRE_1). WEIGHT BY Fre. COMPUTE ID=(ABS_RES_1_sum/(2*PRE_1_sum))*100. LIST ID /CASES=FROM 1 TO 1. DELETE VARIABLES RES_1 ZRE_1 ADJ_1 DEV_1 PRE_1 ABS_RES_1 ABS_RES_1_sum PRE_1_sum ID. * Modelo log-lineal topológico. COMPUTE MT1=0. COMPUTE MT2=0. COMPUTE MT3=0. COMPUTE MT4=0. COMPUTE MT5=0. IF (O=5 AND D=5) MT1=1. /* Categoria de referència. IF (O=1 AND D=1) MT2=1. IF (O=2 AND D=1) MT3=1. IF ( ((O=1 OR O=2) AND D=2) OR (O=4 AND (D=4 OR D=5)) OR (O=5 AND D=4) ) MT4=1. IF ( ((O=1 OR O=2) AND (D=3 OR D=4 OR D=5)) OR (O=3) OR ((O=4 OR O=5) AND (D=1 OR D=2 OR D=3)) ) MT5=1. FREQUENCIES MT1 TO MT5. GENLOG O D WITH MT2 MT3 MT4 MT5 /MODEL=POISSON /PRINT=FREQ RESID ADJRESID ZRESID DEV DESIGN ESTIM CORR COV /PLOT=RESID(ADJRESID DEV) NORMPROB(ADJRESID DEV) /CRITERIA=CIN(95) ITERATE(20) CONVERGE(0.001) DELTA(.5) /DESIGN O MT2 MT3 MT4 MT5 D /SAVE=RESID ZRESID ADJRESID DEV PRED. * Cálculo del índice de disimilitud. COMPUTE Z=1. COMPUTE ABS_RES_1=ABS(RES_1). WEIGHT OFF. AGGREGATE /OUTFILE=* MODE=ADDVARIABLES /BREAK=Z /ABS_RES_1_sum=SUM(ABS_RES_1) /PRE_1_sum=SUM(PRE_1). WEIGHT BY Fre. COMPUTE ID=(ABS_RES_1_sum/(2*PRE_1_sum))*100. LIST ID /CASES=FROM 1 TO 1. DELETE VARIABLES RES_1 ZRE_1 ADJ_1 DEV_1 PRE_1 ABS_RES_1 ABS_RES_1_sum PRE_1_sum ID. *********************************** Análisis O D C. * Análisis log-lineal: selección de modelo y parámetros. HILOGLINEAR O D (1 5) C (1 6) /METHOD=BACKWARD /CRITERIA MAXSTEPS(10) P(.05) ITERATION(20) DELTA(.5) /PRINT=FREQ RESID ASSOCIATION /DESIGN. * Modelo de interacción o saturado. GENLOG O D C /MODEL=POISSON /PRINT=FREQ RESID ADJRESID ZRESID DEV DESIGN ESTIM /PLOT=NONE /DESIGN. * Modelo log-lineal de doble asociación (independencia condicional). GENLOG O D C /MODEL=POISSON /PRINT=FREQ RESID ADJRESID ZRESID DEV DESIGN ESTIM /PLOT=NONE /SAVE=RESID ZRESID ADJRESID DEV PRED /DESIGN O D C O*C D*C. * Cálculo del índice de disimilitud. COMPUTE Z=1. COMPUTE ABS_RES_1=ABS(RES_1). WEIGHT OFF. AGGREGATE /OUTFILE=* MODE=ADDVARIABLES /BREAK=Z /ABS_RES_1_sum=SUM(ABS_RES_1) /PRE_1_sum=SUM(PRE_1). WEIGHT BY Fre. COMPUTE ID=(ABS_RES_1_sum/(2*PRE_1_sum))*100. LIST ID /CASES=FROM 1 TO 1. DELETE VARIABLES RES_1 ZRE_1 ADJ_1 DEV_1 PRE_1 ABS_RES_1 ABS_RES_1_sum PRE_1_sum ID. * Modelo log-lineal de homogeneidad (fluidez constante). GENLOG O D C /MODEL=POISSON /PRINT=FREQ RESID ADJRESID ZRESID DEV DESIGN ESTIM /PLOT=NONE /SAVE=RESID ZRESID ADJRESID DEV PRED /DESIGN O D C O*D O*C D*C. * Cálculo del índice de disimilitud. COMPUTE Z=1. COMPUTE ABS_RES_1=ABS(RES_1). WEIGHT OFF. AGGREGATE /OUTFILE=* MODE=ADDVARIABLES /BREAK=Z /ABS_RES_1_sum=SUM(ABS_RES_1) /PRE_1_sum=SUM(PRE_1). WEIGHT BY Fre. COMPUTE ID=(ABS_RES_1_sum/(2*PRE_1_sum))*100. LIST ID /CASES=FROM 1 TO 1. DELETE VARIABLES RES_1 ZRE_1 ADJ_1 DEV_1 PRE_1 ABS_RES_1 ABS_RES_1_sum PRE_1_sum ID. * El modelo Unidiff con Stata. Exportación de los datos. SAVE TRANSLATE OUTFILE='Movilidad.dta' /TYPE=STATA /VERSION=8 /EDITION=SE /MAP /REPLACE.