Segregación residencial de clase en Montevideo: una aproximación a partir de datos censales

Resumen

El artículo estudia la segregación residencial de clase en Montevideo y el área metropolitana usando datos censales de 1996 y 2011. Para clasificar la población se utiliza un esquema de clases que combina el tipo de ocupación y la categoría ocupacional. Para medir la segregación global se emplea el índice I de Moran y, para los patrones locales, mapas LISA. Las clases sociales montevideanas presentan patrones residenciales diferenciados, ya consolidados en 1996 y reafirmados en 2011. La clase media alta se concentra en la costa sur y el sureste metropolitano; la clase trabajadora se concentra en zonas periféricas y ejes metropolitanos no costeros. Entre 1996 y 2011, la segregación de la clase trabajadora aumentó, independientemente de la escala espacial considerada.

Palabras clave
segregación residencial; clases sociales; Montevideo

Abstract

The article examines class-based residential segregation in Montevideo and its metropolitan area using census data from 1996 and 2011. The population is classified according to a social class scheme that combines occupation type and occupational category. Overall segregation is measured using Moran’s I index, and LISA maps describe local patterns. Montevideo’s social classes exhibit distinct residential patterns that were already consolidated in 1996 and reaffirmed in 2011. The upper-middle class is concentrated along the southern coast and in the southeastern metropolitan area, while the working class is concentrated in peripheral areas and non-coastal metropolitan corridors. Between 1996 and 2011, working-class segregation increased, regardless of the spatial scale considered.

Keywords
residential segregation; social classes; Montevideo

Introducción

A partir de la segunda mitad del siglo XX las ciudades latinoamericanas atraviesan un proceso de urbanización acelerado, propiciado por una fuerte corriente de migración campo-ciudad impulsada por la incipiente industrialización (Jaramillo, 2021). El proceso se da en el marco de un lento crecimiento económico, con persistencia de actividades no capitalistas y un aparato estatal debilitado, todo lo cual redunda en que, las estructuras socio-económica-territoriales de las ciudades, históricamente desiguales, adquieran rasgos aún más acentuados. En términos socioespaciales, esto se materializó en una estructura residencial socioeconómicamente segregada, caracterizada por la periferización de las clases populares y el distanciamiento físico y social respecto a los sectores medios y altos (Ciccolella, 2011).

En la década de 1990, en contextos de desindustrialización y políticas neoliberales, la morfología de las áreas metropolitanas latinoamericanas se reconfigura. El desarrollo de nuevos productos residenciales fuera de la ciudad, acompañado por la construcción de rutas intraurbanas que aceleran el tránsito entre las periferias y la metrópolis, hace que las primeras pasen a ser atractivas para sectores altos (Borsdorf, 2003), llevando a una paulatina “suburbanización de las elites” (Torres, 1998; Rufí, 2003).

La metropolización de las elites, es acompañada concomitantemente por una nueva ampliación de las periferias populares. Sin desmedro de otros, dos procesos se vinculan con esta dinámica; por un lado un incipiente impulso de revitalización de las áreas centrales y pericentrales que, luego de décadas de vaciamiento y deterioro, atraen nuevamente a sectores medios-altos, ejerciendo presión sobre las clases medias golpeadas por sucesivas crisis y los sectores populares que aún habitaban estos espacios, lo que redunda a la postre en la expulsión de buena parte de estos (Blanco y Apaolaza, 2016). Por otra parte, la densificación de los barrios populares informales consolidados también coadyuva a la expansión de las periferias populares y el surgimiento de “súper-periferias” (Abramo, 2012, p. 51).

Los albores del siglo XXI encuentran a las ciudades latinoamericanas con estructuras socio-económicas-territoriales que acusan un nuevo agravamiento de la desigualdad y la segregación residencial (Segura, 2014), exhibiendo peculiaridades respecto a la heredada de la crisis del modelo desarrollista-industrializador. La estructura urbana dual vira hacia una fragmentada; convergen en las periferias metropolitanas viviendas sociales, asentamientos informales, urbanizaciones cerradas y proyectos inmobiliarios de lujo (Janoschka, 2002). Atendiendo a las susodichas transformación, Prévôt señala que “Conviene sustituir la lectura dual del espacio urbano, por la de una segregación disociada (…) Esta propiedad “fractal” de fenómenos de inequidad explica el crecimiento de las desigualdades dentro de los mismos territorios” (Prévôt, 2001, p. 48).

A decir de buena parte de los antecedentes, emergen nuevos patrones de diferenciación socioespacial caracterizados por la reducción de la escala espacial de la segregación residencial, dada la yuxtaposición en el territorio de sectores populares que por décadas habitan las periferias, con los estratos altos recientemente arribados (Sabatini, Cáceres y Cerdá, 2001; Buzai, 2014). Si bien otros trabajos discuten esta idea, señalando que “la segregación podría no haberse reducido en su escala, sino aumentado y expandido territorialmente vía parcelas de agrado y condominios cerrados; esto es, tanto de manera aislada como continua” (Ruiz-Tagle y López Morales, 2015).

La descripción de los procesos de segregación residencial presentada en los párrafos anteriores generaliza ciertos patrones sustentados, principalmente, en el análisis de grandes ciudades latinoamericanas. Esta perspectiva se apoya en la tradición de estudios urbanos de la región que, tomando como referentes empíricos ciudades como Lima, Buenos Aires, San Pablo, Santiago de Chile o Ciudad de México, han inferido los rasgos de la urbanización en el continente (Segura, 2021). Desde la sociología urbana, además, durante décadas se insistió en que la segregación residencial era un fenómeno propio de las grandes ciudades, lo que justificó concentrar la atención en ellas (Rodríguez y Palumbo, 2025).

En los últimos años, sin embargo, una renovada agenda de investigación urbana ha impulsado estudios específicos sobre segregación residencial en ciudades de tamaño medio (Molinatti, 2013; Araujo y Queiroz Filho, 2018), así como compendios de trabajos comparativos, con el objetivo de recuperar la dimensión latinoamericana del debate urbano (Freire-Medeiros y O’Donnell, 2018). Este esfuerzo por ampliar la mirada de los procesos urbanos, incorporando ciudades poco atendidas en la bibliografía y manteniendo el diálogo con los antecedentes regionales, es el marco en el que se inscribe el presente artículo.

Presentación del caso: la “excepcionalidad” montevideana

En el concierto regional Montevideo ha sido señalada como una excepción; un conglomerado compacto e integrado caracterizado por una temprana urbanización. No obstante, si bien la estructura urbana montevideana puede no mostrar los contrastes de otras metrópolis latinoamericanas, lejos de ser igualitaria, se ha caracterizado históricamente por una robusta división socioeconómica del espacio. Los antecedentes de investigación nacionales llaman la atención sobre procesos de diferenciación socio-espacial al menos desde la década de 1940, cuando se conforman los primeros asentamiento irregular (conocidos popularmente como “cantegriles”) (Bolaña, 2018).

En el marco del régimen autoritario de la década de 1970 y el primer lustro de 1980, la desigualdad social en la ciudad crece (Benton, 1986; Portes, 1989) y paulatinamente comienza a adquirir connotaciones espaciales (Mazzei y Veiga, 1985). Como señalan Kaztman, Filgueira, Errandonea (2008, p. 370): “La crisis del modelo de sustitución de importaciones, y el giro liberal (…) contribuyó a transformar tanto la estructura y la composición de las clases sociales como su localización en el espacio urbano”.

En la década de 1990 se extienden los asentamientos irregulares, primero en la periferia montevideana y luego en los ejes metropolitanos no costeros de acceso a la ciudad. Los estratos superiores por su parte comienzan a replegarse sobre el área costera y, posteriormente, a auto-segregarse en las primeras urbanizaciones cerradas (Álvarez Rivadulla, 2007; Pérez Sánchez, 2023). Así mismo, destaca el desarrollo territorial y el crecimiento poblacional del área metropolitana costera, en el marco de una incipiente suburbanización de sectores medios-altos y altos (Artigas et al., 2002).

Al comienzo del siglo XXI Montevideo presenta una estructura urbana residencialmente segregada, que sufre un nuevo agravamiento resultado de la crisis económica del año 2002, la más grave en la historia del país (Boado y Fernández, 2005; Álvarez Rivadulla, 2019). A partir de la segunda mitad de la década del 2000, Uruguay comienza un proceso de recuperación, enmarcado en un contexto internacional favorable y cambios en la orientación de las políticas sociales y la legislación laboral en el escenario nacional, consecuencia de la asunción en el año 2005 del primer gobierno de orientación progresista. En Montevideo, la desigualdad de ingresos en términos agregados disminuye, lo que le vale un cambio en la classificación de ciudades de ONU--Habitat (2016), pasado de ciudad de relativa desigualdad a ciudad de desigualdad moderada.

No obstante lo anterior, la bibliografía nacional insiste en que, aun en contextos de reducción agregada de la desigualdad, la segregación residencial económica se ha mantenido e incluso, dependiendo los criterios de clasificación y la escala espacial considerada, se ha incrementado (Aguiar, 2016; Serna y González, 2017; Rubini, 2020), sugiriendo un desacople entre la distribución de ingresos y los patrones de diferenciación socioespacial (Segura, 2014).

El presente artículo propone aportar al análisis de los cambios y continuidades en los patrones de segregación residencial económica en Montevideo. Se entiende que se trata de una caso relevante de análisis, que permite contrastar el supuestos de la agudización de la segregación residencial, en contextos de reducción de la desigualdad, en una ciudad considerada, al menos desde los estudios comparados, como relativamente integrada.

Así mismo, el estudio toma en cuenta dos aspectos un tanto desatendidos en los antecedentes nacionales. En primer lugar, la mayoría de los estudios sobre segregación residencial en Montevideo han circunscripto el análisis del fenómeno a los límites administrativos de la ciudad (Kaztman y Retamoso, 2005, 2007; Aguiar, 2016; Serna y González, 2017). Atendiendo a los procesos de metropolización experimentados desde la década de 1990 (Artigas et al., 2002), en este artículo se considera tanto la ciudad de Montevideo como su área metropolitana. Por otro lado, los antecedentes nacionales han priorizado como criterio de clasificación de la población para el análisis de la segregación variables de resultados económicos o educativos. Retomando la rica tradición sociológica de estudios sobre estratificación de clase, el presente artículo analiza la segregación atendiendo a los patrones residenciales de clase.

Segregación residencial y clases sociales

La división social del espacio distingue a las ciudades desde sus orígenes y, en tanto tal, puede decirse que la segregación es constitutiva de lo urbano. El término se origina en la genética del siglo XIX; a comienzos del siglo XX la Escuela de Chicago tomó inspiración explicativa de analogías con el reino vegetal y la noción fue adoptada como una metáfora para la separación residencial de grupos (Park, 1957), convirtiéndose, hasta la actualidad, en el significado dominante de la segregación.

Si bien la segregación residencial, entendida como la separación de grupos sociales en función de su lugar de residencia (Sabatini et al., 2001), puede aparecer como un concepto simple y descontextualizado, se relaciona de forma compleja con diversos fenómenos sociales, entre ellos la desigualdad económica. Por un lado la segregación es moldeada por la desigualdad a través de mecanismos de clasificación residencial. Pero, al mismo tiempo la segregación coadyuva a la producción y reproducción de la desigualdad, restringiendo o potenciando el desempeño de individuos y comunidades en distintas dimensiones (ingresos, acceso al empleo, educación, son algunas de las más atendidas en la bibliografía). En un sentido procesual, señalan Arriagada y Rodríguez (2003, p. 6), “la segregación actúa como mecanismo de reproducción de las desigualdades socioeconómicas, de las cuales ella misma es una manifestación”.

Un aspecto central en el estudio de la segregación es determinar cuál será el criterio clasificación poblacional para evaluar el fenómeno. La tradición fundacional anglosajona, se centrara principalmente en grupos raciales, debido al legado de la esclavitud y la gran inmigración a principios del siglo XX, que fueron regulados mediante discriminación institucionalizada, incluyendo la segregación residencial (Massey y Denton, 1988, 1993 ).

Sin embargo, a decir de Maloutas y Fujita (2012), el aspecto distintivo en sociedades capitalistas está dado por el hecho de que la segregación es resultado principalmente de mecanismos económicos, que operan por medio de los mercados de vivienda, sobre la base de la capacidad desigual de pago de los hogares, más que de otras formas de violencia social. En el contexto latinoamericano, el precio del suelo ha constituido, históricamente, el factor que determina la división social del espacio, lo que ha llevado a que la segregación residencial sea abordada principalmente atendiendo a criterios socioeconómicos (Segura, 2014).

El análisis de la segregación residencial socioeconómica, tanto a nivel internacional (Van Ham et al., 2021) como regional, ha tenido en cuenta para la clasificación de la población fundamentalmente indicadores de resultado, asociados a los estratos de ingresos (Sabatini, Cáceres y Cerdá, 2001), la condición de pobreza (Kaztman y Retamoso, 2005), las condiciones materiales de la vivienda (Niembro, Guevara y Cavanagh, 2019) y el nivel educativo (Kaztman y Retamoso, 2007). Sin desmedro de la relevancia de estos indicadores para dar cuenta del fenómeno, desde la sociología existe una rica tradición de análisis de la estratificación social a partir de esquemas de clases sociales y de la posición ocupacional (Torrado, 1992; Erikson y Goldthorpe, 1992; Wright, 1995) que, con excepciones (Link, Valenzuela y Fuentes, 2015), no ha sido considerada por los estudios de segregación residencial (Ruiz-Tagle y López Morales, 2014).

En este artículo se propone abordar la segregación atendiendo a la separación de las clases sociales según su lugar de residencia. Se parte de un concepto de clase que la define en términos de las relaciones sociales estructuradas que establecen con otras clases. A diferencia de los trabajos centrados en los resultados, que evalúan que tan igualitaria o desigual es la distribución de un atributo (ingresos, materiales de la vivienda, educación), el enfoque relacional de clases atiende a las relaciones de interdependencia entre clases sociales, que producen y reproducen una distribución desigual. Desde esta perspectiva, la desigualdad y la segregación residencial no puede entenderse observando segmentadamente los grupos (pobres, con privaciones en la vivienda, con bajos logros educativos) sino considerando toda la estructura socio-espacial urbana (Boado y Vanoli, 2023).

Las clases sociales operan como un sistema de clasificación, que permite establecer diferencias entre grupos sociales en términos de chances de vida, lo que genera un acceso desigual a bienes económicos. Según Di Virgilio y Heredia (2012, p. 5)

La estructura de clases puede entenderse como una estructura de distribución (desigual) de oportunidades que varía temporal y espacialmente. (…) las características del entorno y su localización condicionan las probabilidades de acceso a bienes, a servicios y al desempeño de actividades, introduciendo variaciones en el acceso a oportunidades de quienes lo habitan.

El abordaje de la segregación residencial de clases no es novedoso. La sociología urbana marxista propuso desde la década de 1970 pensar la segregación como un fenómeno ligado a la estructura de clase, mediada por la lógica capitalista y, en particular, por la renta del suelo urbano. Desde esta perspectiva, la segregación da cuenta de la distribución de lugares de residencia en función de la capacidad social de los sujetos, esto es, en sociedades capitalistas, de la renta y el estatus ocupacional (Link, Valenzuela y Fuentes, 2015).

Retomando el planteo de Ruiz-Tagle y López Morales (2014) se entiende que los esquemas de clase para el estudio de la segregación residencial tienen como ventaja respecto a otros criterios de clasificación ampliamente difundidos, basados en los ingresos, poder dar cuenta de grupos de identidad, estables en el tiempo. En particular, como se ha mostrado en trabajos recientes para el caso uruguayo, la estratificación social medida por ingresos y por posición ocupacional presenta una correlación baja. La expansión del consumo en las dos primeras décadas del siglo XXI ha llevado a un crecimiento de la clase media en términos de gradientes de posiciones en relación a los ingresos, pero no a un cambio en la estructura ocupacional, lo que pone en discusión la ilusión de la sociedad mesocrática, dada la fragilidad coyuntural que reviste dicha situación (Álvarez Rivadulla et al., 2022).

Respecto a la clasificación residencial según logros educativos, otro de los criterios ampliamente utilizados para el estudio de la segregación, Ruiz-Tagle y López Morales (2014) señalan que no establece una frontera fija en el tiempo. Tener determinadas credenciales educativas hoy, no es lo mismo que haberlas tenido en el pasado y, su logro, no significa necesariamente un ascenso social. Adicionalmente, las clasificaciones según nivel educativo alcanzado, no suelen distinguir entre las edades de las personas, lo que desconoce la evolución de los logros educativos y los efectos sociales que estos tendrían en distintos contextos históricos.

En definitiva, en particular para el análisis longitudinal de la segregación residencial socioeconómica como el que se propone este artículo, el basarse en criterios económicos o educativos, podría conllevar lecturas imprecisas de la evolución del fenómeno. En cambio, la segregación residencial de clase, tiende a presentar menor elasticidad, constituyéndose así en un criterio de clasificación consistente a través del tiempo. Adicionalmente, como señala Ribeiro (2003, p. 97)

La clasificación socio-ocupacional […] permite discriminar la localización de los individuos en el espacio como resultado de la posesión de recursos, de orientaciones o preferencias y de restricciones. Este criterio tiene un papel unificador de las múltiples dimensiones implicadas en la distribución de las personas en el espacio urbano.

Metodología

La medición espacial de la segregación residencial

Desde su publicación en 1955 y hasta mediados de la década de 1970, la medición de la segregación residencial se realizó, casi exclusivamente, a través del índice de disimilitud de Duncan y Duncan (1955). La medida varía entre 0 y 1 y, conceptualmente, representa la proporción del grupo social minoritario que debería moverse de área dentro de la ciudad, para alcanzar una distribución de población igualitaria En 1988 Massey y Denton (1988) proponen la utilización conjunta de cinco índices para medir lo que, a decir de ellos, constituyen las cinco dimensiones de la segregación (igualdad, exposición, concentración, centralización y aglomeración). La propuesta fue bien acogida y durante casi dos décadas prevaleció su uso en la bibliografía.

Sin embargo, la utilidad de estas medidas para dar cuenta de la dimensión espacial de la segregación residencial, en la actualidad es cuestionada. Se argumenta que las medidas de segregación, para incluir el espacio, deben considerar en su cálculo información geográfica referida la vecindad entre unidades espaciales (Wong, 2013). De lo contrario puede incurrirse al menos en tres errores: (a) no poder distinguir patrones espaciales de la segregación, (b) no poder evaluar la significatividad estadística de las estimaciones y (c) no poder identificar patrones locales de segregación residencial (Garrocho y Campos-Alanís, 2013).

Atendiendo a lo anterior, se ha popularizado el uso de indicadores espaciales de segregación residencial. Dentro de estos el I de Moran, en sus variantes global y local, ha sido uno de lo más extendidos (Kaztman y Retamoso, 2005; Aguiar, 2016; Palumbo, 2023; De Falco y Irpino, 2024). En este artículo se recurre a este para cuantificar la segregación e identificar patrones locales del fenómeno.

El I de Moran es un indicador de autocorrelación, mide la propiedad de una variable (en este artículo las categorías de clase) de tomar valores, en pares de observaciones separados por una cierta distancia, más similares (autocorrelación positiva) o menos similares (autocorrelación negativa) de lo que se esperaría en una distribución aleatoria de pares de observaciones. La autocorrelación espacial positiva da cuenta de la aglomeración de unidades espaciales con características similares; una de las cinco dimensiones de la segregación residencial propuestas por Massey y Denton (1988).

El I de Moran cuenta con tres atributos que permiten superara las limitaciones de los indicadores no espaciales de segregación. A saber:

a) permite distinguir patrones espaciales de la segregación introduciendo en su cálculo el criterio de vecindad. Si la autocorrelación espacial se define por la similitud (o disimilitud) de los valores que asume una variable en unidades espaciales vecinas, un paso previo es determinar cuáles son las unidades vecinas bajo consideración. Existen dos formas principales de establecer la estructura de vecindad de un conjunto de datos, a través de una función de distancia entre pares de observaciones o a través de criterios de contigüidad. La determinación del criterio de borde común no es unívoca, pudiéndose considerar aquellas observaciones que comparten los bordes (criterio de torre), los vértices (criterio de alfil) o ambos (criterio de reina).

La estructura de vecindad puede ser expresada formalmente en una matriz de contigüidad, donde cada unidad espacial se encuentra representada por una fila y una columna. En cada fila, los valores diferentes de 0 corresponden a unidades contiguas. De esta forma, se puede relacionar a través de un operador de rezago espacial el valor de una variable en una unidad espacial, con el valor de esa variable en otras unidades espaciales vecinas (Anselin, 1988).

El I de Moran se computa sobre el producto cruzado de una variable y el promedio ponderado de los valores de la variable en las unidades espaciales vecinas, expresada en desvíos de la media. Para una observación en el punto i esto se expresa como $z_i=x_i-\overline{x}$ , donde $\overline{x}$ es la media de la variable x.

Puede ser calculado como:

$I=\frac{\sum _{i=1}^n\sum _{j=1}^n{w}_{ij}{z}_i{z}_j/S_0}{\sum i{z}_i^2/n}$

Donde w_ij es la matriz de ponderación espacial, $S_0=\sum _1\sum _i{w}_{ij}$ la suma de todos los pesos y n el número de observaciones.

b) permite evaluar la significatividad estadística del análisis a través del método de permutación.

La inferencia para el I de Moran está basada en la hipótesis nula de la distribución espacialmente aleatoria de las observaciones. La distribución estadística bajo la condición de distribución aleatoria se derivada computacionalmente por medio de permutaciones y, a partir de ésta, se calcula un pseudo valor p como:

$p=\frac{R+1}{M+1}$

Donde, R es el número de cálculos del I de Moran del conjunto de datos aleatorio y M el número de permutaciones (usualmente, 99, 999, 9999 o superior) (Anselin, 2005).

c) permite identificar patrones locales de segregación residencial a través de la variante local del I de Moran, los Indicadores Locales de Asociación Espacial (LISA por su acrónimo en inglés). El indicador LISA descompone el I de Moran en la combinación de cada observación individual, asignándole un nivel de significación estadística al conglomerado de observaciones que rodea cada unidad. El mapa LISA identifica unidades espaciales donde no se rechaza la hipótesis nula de distribución espacial aleatoria y las clasifica como: (a) unidades espaciales de autocorrelación positiva (alta-alta y baja-baja) y (b) unidades espaciales de autocorrelación espacial negativa, casos atípicos (altos-bajos o bajos-altos). Los primeros darían cuentas de patrones locales de segregación, al tiempo que los segundos sugerirían casos atípicos, ilustrativos de situaciones de fragmentación.

Esquema de Clases Sociales

Para la medición de las clases sociales se utiliza una adaptación del esquema de clases propuesto por Torrado (1992). El esquema socio-ocupacional de Torrado, de amplia difusión en la bibliografía latinoamericana, tiene como virtud su flexibilidad y el estar concebido para ser aplicado en registros oficiales como las encuestas de hogares y los censos de población. Se trata de un propuesta que parte de una concepción relacional de las clases sociales, considerando para su operacionalización cinco variables; la condición de actividad, el tipo y la categoría de ocupación, la rama de actividad y el tamaño del establecimiento.

La adaptación del esquema de Torrado aplicada en este artículo a los Censos de Población de 1996 y 2011, retoma el trabajo de armonización de información estadística realizado por Boado y Vanoli (2023). En éste se consideran dos variables, el tipo de ocupación (Clasificador Internacional Uniforme de Ocupaciones elaborado por la Organización Internacional del Trabajo a dos dígitos) y la categoría ocupacional (empleador, asalariado, cuenta propia y familiar sin remuneración). Como resultados se obtiene un esquema de ocho clases sociales.

A los efectos del presente artículo, y tal como se realiza en otros antecedentes (Pla, 2013), las ocho categorías se agrupan tal como se presenta en lo Cuadro 1. El análisis de la segregación residencial de clase considerará el peso relativo de la clase media-alta y la clase trabajadora, en el universo total de trabajadores de Montevideo y el área metropolitana.

Cuadro 1
– Esquema de clase de Susana Torrado

Esquema de clase	Definición	Esquema de clase sintetizado
Directores de empresa	Funcionarios públicos superiores o directores de empresas, empleadores o asalariados	Clase media-alta
Profesionales en Funciones Específicas	Profesionales en funciones específicas, empleadores, asalariados o cuenta propia
Propietarios de pequeñas empresas	Directores de empresas cuenta propia o gerentes de empresas empleadores o cuenta propia; o técnicos/as, docentes y supervisores/as o trabajadores especializados empleadores
Cuadros técnicos y asimilados	Gerentes de empresa o técnicos, docentes y supervisores asalariados	Clase media
Trabajadores autónomos	Técnicos, docentes y supervisores o empleados y vendedores o trabajadores especializados cuenta propia
Empleados de administración y venta	Empleados y vendedores asalariados
Trabajadores calificados	Trabajadores especializados asalariados	Clase trabajadora
Trabajadores no calificados (incluye trabajo doméstico)	Trabajadores no especializados empleadores, asalariados o cuenta propia

• Fuente: elaboración propia en base a Torrado (1992), Pla (2013) y Boado y Vanoli (2023).
• Nota 1. A los efectos del artículo se excluyen del esquema los miembros de las Fuerzas Armadas y los trabajadores y productores agrícolas.

Escala espacial y problema de la unidad espacial modificable

El área del estudio del presente artículo la constituye la ciudad de Montevideo y su área metropolitana, definida como la suma de las localidades comprendidas en un radio de 30 km desde el km 0 de Montevideo, sin considerar a las áreas rurales. En los antecedentes nacionales se han priorizado dos escalas espaciales para evaluar la segregación residencial socioeconómica; los barrios y los segmentos censales. A decir de Kaztman y Retamoso “En el caso de Montevideo, (…) tanto los barrios como los segmentos censales han mostrado ser contextos relevantes para interpretar comportamientos de sus residentes” (Kaztman y Retamoso, 2005, p. 19).

Los barrios, definidos por una identidad funcional, representan una línea de demarcación significativa en la estructura social urbana montevideana y reconocida oficialmente por el Instituto Nacional de Estadística (Aguiar, 2016). Los segmentos censales, si bien resultan delimitaciones arbitrarias, en función de criterios geoestadísticos, dada su menor escala, permiten cotejar el supuesto de disminución de la escala espacial de la segregación y la tesis más general de fragmentación socioespacial.

Ahora bien, el presente artículo cuenta con un desafío adicional en la definición de la escala espacial, si bien lo barrios son un unidad de análisis espacial relevante para los estudios urbanos nacionales, esta subdivisión se circunscribe únicamente a Montevideo; no existe una subdivisión de barrios, al menos no una oficial, susceptible de ser aplicada al área metropolitana. Sin embargo, tanto en términos demográficos, como en relación a la identidad funcional y a la demarcación que suponen en la estructura social metropolitana, pueden homologarse las localidades del área metropolitana, a los barrios de la capital.

Atendiendo a lo antedicho, en el artículo se utilizan de forma complementaria dos escalas espaciales: los barrios de Montevideo y localidades urbanas metropolitanas, integrados en un único universo de 116 unidades de análisis espacial y los segmento censal, delimitación geoestadística que, a nivel urbano, queda definida por criterios poblacionales, los cuales componen un universo de 1.292 unidades de análisis espacial.

La Figura 1 ubica al Uruguay y a Montevideo en el contexto sudamericano, presenta el área de estudio y las escalas espaciales consideradas.

Figura 1
– Mapas de (a) Sudamérica, (b) Montevideo y el área metropolitana subdivididos en barrios y localidades metropolitanas y (c) Montevideo y el área metropolitana subdivididos en segmentos censales

El tratamiento metodológico de la escala espacial trae consigo la insoslayable problemática de la unidad espacial modificable la cual refiere a la sensibilidad de los resultados a los criterios de subdivisión del espacio establecidos. Tanto en lo que refiere a las decisiones de agregación (scale problem), como a la forma de la unidad espacial, o criterio de zonificación utilizado (zoning problem) (Fotheringham y Wong, 1991). En concreto, en el análisis de la segregación residencial, Rodríguez (2016) muestra que las estimaciones estadísticas son sensibles a la escala utilizada; cuando más pequeña es el área de la unidad espacial, los niveles de segregación tienden a ser mayores.

Lo anterior llama a ser cauteloso en las conclusiones a las que se arriba, sin desmedro de la relevancia analítica de las escalas espaciales consideradas. A modo de cotejar la robustez de los hallazgos, en este estudio se procede a un contraste sistemático de los resultados obtenidos, evaluando la consistencia de los indicadores ante dos eacalas espaciales y tres criterios alternativos de vecindad.

Fuentes de información

El artículo utiliza como fuente los Censo Nacional de Viviendas, Hogares y Personas de los años 1996 y 2011. El Censo 1996 registra un total de 3.163.763 personas, de las cuales 607.116 residen en la ciudad de Montevideo y el área metropolitana y se encuentran ocupadas. El Censo 2011 registra un total de 3.286.314 personas, de las cuales 749.600 residen en la ciudad de Montevideo y el área metropolitana y se encuentran ocupadas, constituyendo ambos el universo de estudio. Se excluye de éste al personal de las Fuerzas Armadas y a productores y trabajadores agrícolas.

Sin desmedro de las ventajas de los Censos para el estudio de la segregación, estos presentan limitaciones en términos de omisión, que en el caso de los Censos 1996 y 2011 se ubican en torno al 4% (INE, 2009, 2012). A su vez, la tasa de omisión no se distribuye de forma espacialmente aleatoria, sino que es mayor en áreas de bajo nivel socioeconómico (Riaño, 2019), lo que podría llevar a una subestimación de la segregación residencial de la clase trabajadora.

Resultados

Estructura social urbana de Montevideo y el área metropolitana 1996-2011

Montevideo y el área metropolitana constituyen un conglomerado urbano relativamente contiguo, comprendido en un radio de 30 kilómetros en torno al área central de la ciudad. Al igual que otras metrópolis de la región (Borsdorf, 2003; Rufí, 2003; Blanco y Apaolaza, 2016), es testigo en la última década del siglo XX y en la primera del XXI de una expansión sostenida de su área metropolitana, acompañada por una pérdida de población del área central (Artigas et al., 2002). En el período 1996-2011 la población del conglomerado pasa de 1.601.663 habitantes a 1.653.128, lo que representa un crecimiento relativo del 3%. Éste se funda en el aumento de población en el área metropolitana (19%), el cual logra contrarrestar el estancamiento de la ciudad (Tabla 1).

Tabla 1
– Distribución de población en Montevideo y el área metropolitana, 1996 y 2011

	1996		2011		Variación porcentual relativa 1996-2011
	Frecuencia	Porcentaje	Frecuencia	Porcentaje
Montevideo	1307562	81,6	1304728	78,9	-0,22
Área Metropolitana	294101	18,4	348400	21,1	18,5
Total Montevideo y Área Metropolitana	1601663	100	1653128	100	3,2

Uruguay en general, y Montevideo en particular, ha sido concebido tradicionalmente como una sociedad mesocrática (Álvarez Rivadulla et al., 2022), condición sustentada en buena medida por el peso del sector público y el empleo formal urbano. En las últimas décadas del siglo XX esta imagen se vio resquebrajada, fruto de embates liberales que procuraron reducir el rol del Estado, y de sucesivas crisis económicas que afectaron el poder adquisitivo de los estratos medios (Kaztman, Filgueira, Errandonea, 2008).

A partir de la primera mitad del 2000, la combinación de crecimiento económico y reformas sociales, dieron lugar a mejoras en los niveles de ingresos de la población, lo que alentó el augurio de un resurgimiento de la clase media. Sin embargo, desde una mirada relacional, centrada en las posiciones ocupacionales, las transformaciones no redundaron en cambios en la estructura de clase. Como señala Álvarez Rivadulla y colegas (2022, p. 55) “no se observan cambios significativos en la estructura de ocupaciones ni un aumento en las ocupaciones que típicamente pueden considerarse de clase media”.

Los resultados de la aplicación del esquema de Torrado (1992) para Montevideo y el área metropolitana, dan cuenta de una estructura de clase que se mantiene estable (Tabla 2). Aproximadamente la mitad de los ocupados de Montevideo y el área metropolitana integran la clase media, comprendida por técnicos, docentes, vendedores y trabajadores especializados. Algo más del 40% integran la clase trabajadora, la cual incluye tanto a ocupados manuales calificados como no calificados. La clase media-alta, integrada por directores de empresas, funcionarios públicos de jerarquía superior, profesionales específicos (ingenieros, médicos, odontólogos, farmacéuticos, economistas, contadores, juristas, arquitectos y otros profesionales afines) y propietarios de pequeñas empresas, representa menos de 10%

Tabla 2
– Distribución de población ocupada en Montevideo y el área metropolitana según clase social, 1996 y 2011

	1996		2011
	Frecuencia	Porcentaje	Frecuencia	Porcentaje
Alta Media Clase Trabajadora	53340 303426 250350	8,8 50,0 41,2	63562 351774 334264	8,5 46,9 44,6
Total	607116	100,0	749600	100,0

Sin desmedro de la estabilidad de la estructura de clases, en las últimas décadas del siglo XX Montevideo es testigo de un paulatino aumento del distanciamiento físico entre clases sociales (Kaztman, Filgueira, Errandonea, 2008). Al año 1996, la distribución espacial de las clases sociales en Montevideo muestra fuertes contrastes. Por un lado, se conforma un continuo de barrios donde predomina población de clase media alta que, en forma de “L”, se extienden desde el centro de la ciudad hacia el sureste, incluyendo localidades del sur del área metropolitana (Figura 2, mapa superior izquierdo). Por el contrario, un conjunto de barrios donde predomina población de clase trabajadora, conforman un anillo que se extiende desde el oeste hacia el noreste, incluyendo tanto barrios periféricos como localidades metropolitanas no costeras ubicadas sobre los Ejes Ruta 1, Ruta 5 y Ruta 8 (Figura 2, mapa superior derecho). Al año 2011, luego de más de un lustro de recuperación económica y disminución agregada de la desigualdad, la distribución espacial de las clases sociales se mantiene casi idéntica (Figura 2, mapa inferior izquierdo e inferior derecho), lo que da cuenta del referido desacople entre la evolución de la desigualdad de ingresos y la diferenciación espacial de clase (Segura, 2014).

Figura 2
– Mapa de clases sociales según barrios de Montevideo y localidades metropolitanas, 1996 y 2011

Por tanto, el análisis de la distribución espacial de las clases sociales a nivel de barrios y localidades metropolitanas, sugiere que, para el año 1996, Montevideo y el área metropolitana conforman un conglomerado urbano de morfología dual, caracterizado por una clara estratificación socio espacial de clase, que se mantiene prácticamente incambiada al año 2011. Este tipo de mapas sociales sugieren estructuras urbanas económicamente segregadas, como ha sido mostrado por la bibliografía nacional para el caso de Montevideo, atendiendo a los criterios de clasificación de la población en función de resultados económicos y educativos (Kaztman y Retamoso, 2005, 2007; Aguiar, 2016; Serna y González, 2017; Rubini, 2020).

Evolución de la segregación residencial de clase en Montevideo y el área metropolitana

En lo que sigue se profundiza en el análisis de la diferenciación socio espacial de clase en Montevideo y el área metropolitana, atendiendo a los cambios y continuidades en el período 1996-2011 en los niveles de segregación residencial económica, medidos a través de indicadores globales de autocorrelación espacial, y en los patrones locales de segregación residencial, medida a través de indicadores locales de asociación espacial.

Atendiendo a las transformaciones constatadas en las ciudades latinoamericanas respecto a la reducción de la escala espacial de la segregación residencial (Sabatini, Cáceres y Cerdá, 2001; Buzai, 2014) y a modo de evaluación la robustez de los resultados ante distintos criterios de subdivisión del territorio, se procede al análisis de la segregación en dos unidades de análisis espacial; barrios y localidades metropolitanas y segmentos censales.

La Tabla 3 muestra los valores de I de Moran para la distribución espacial del peso relativo de las clases sociales media-alta y trabajadora para 1996 y 2011, considerando tres criterios distintos de vecindad. El primer aspecto a señalar es que, independientemente del criterio de vecindad considerado, para los dos años analizados, tanto a nivel de barrios, como de segmentos, se rechaza la hipótesis nula de distribución aleatoria del peso relativo de las clases sociales.

Tabla 3
– Índice de autocorrelación espacial de Moran de clases sociales según barrios de Montevideo y localidades metropolitanas y segmentos censales (1996-2011)

Criterios de vecindad	Años	Clase Media-alta		Clase trabajadora
		Barrios	Segmentos	Barrios	Segmentos
4 vecinos más cercanos	1996	0,633	0,813	0,45	0,609
	2011	0,523	0,817	0,553	0,762
6 vecinos más cercanos	1996	0,531	0,806	0,425	0,578
	2011	0,392	0,803	0,503	0,737
Reina	1996	0,67	0,815	0,556	0,641
	2011	0,599	0,828	0,655	0,781

• Fuente: elaboración propia en base a Censos 1996 y 2011.
• Nota 1: todos los resultados son significativos con un pseudo valores p en todos los casos <=0.001 estimado en base al criterio de 999 permutaciones.

El problema de la unidad espacial modificable llama a ser cauto en las comparaciones entre escalas espaciales. Los valores del I de Moran son siempre superiores a nivel de segmentos que de barrio. Ello no supone, per se, mayor niveles de segregación residencial en esta escala, sino que responde a cambios en el estadístico por el hecho de trabajar con mayor niveles de desagregación (Rodríguez, 2016).

Ahora bien, los resultados son robustos en cuanto al sentido de la autocorrelación espacial, en todos los casos resulta positiva, lo que indica una tendencia a la aglomeración espacial de barrios y segmentos con estructuras de clase similares. Massey y Denton (1988) señalan la aglomeración como una de las dimensiones en las que se expresa la segregación residencial, caracterizada por el agrupamiento espacial, en este caso de clases sociales, y la tendencia a conformar enclaves sociales homogéneos. El fenómeno ha sido extensamente documentado en la bibliografía (Kaztman y Retamoso, 2005; Aguiar, 2016; Palumbo, 2023; De Falco y Irpino, 2024).

El análisis longitudinal muestra tendencias divergentes en la evolución de la segregación residencial de clase. Los niveles de segregación residencial de la clase media alta a nivel de barrios y localidades metropolitanas, para los tres criterios de vecindad considerados, disminuyen entre 1996 y 2011. No así a nivel de segmentos censales, donde los valores del I de Moran permanecen prácticamente idénticos. De una u otra forma, puede decirse que, en el período de estudio, el proceso de auto segregación de los sectores medios-altos no se agudiza. Por el contrario, la segregación residencial de la clase trabajadora aumenta entre 1996 y 2011. Los resultados son robustos para los dos criterios de subdivisión espacial del territorio y los tres criterios de vecindad.

Los procesos de ajuste estructural, liberalización de la economía y reestructuración de los mercados de trabajo, marcados por la desindustrialización y el giro hacia los servicios de la última década del siglo XX, afectaron particularmente a la clase trabajadora, y esto se ve reflejado de forma singular en el sistema de clasificación espacial (Kaztman; Filgueira; Errandonea, 2008; Di Virgilio y Heredia, 2012). Estas transformaciones estructurales, que tuvieron como resultado el agravamiento de la segregación residencial de la clase trabajadora sobre fines del siglo XX, no logran revertirse en la primera década del siglo XXI. Sin desmedro de las mejoras relativas en términos de capacidad de consumo de los sectores medios y bajos, a la vez que la estratificación de clase no logra ser modificada (Álvarez Rivadulla et al., 2022), la tendencia de la clase trabajadora a vivir segregada en barrios y segmentos de composición social homogénea se incrementa.

El análisis de autocorrelación espacial global es fecundo a la hora de evaluar los niveles de segregación en la ciudad en general. Ahora bien, estos patrones globales de segregación se expresen con singularidades locales, plausibles de ser analizadas a través de mapas de autocorrelación espacial local (Figura 3 y 4). En estos mapas se grafican conglomerados de unidades espaciales con valores homogéneamente altos (en rojo) o bajos (en azules) en una variable de interés (en este artículo población de clase media-alta y población de clase trabajadora), así como casos atípicos de unidades espaciales con valores bajos o altos , rodeadas por otras con niveles opuesto (en celeste y rosado respectivamente).

Figura 3
– Mapas de autocorrelación espacial local (LISA) de clases sociales según barrio de Montevideo y localidades metropolitanas (1996-2011)

Un primer aspecto que sobresale en ambas escalas espaciales es que, si bien existe una tendencia a la aglomeración de barrios con composiciones de clase similares, en buena parte de las unidades espaciales de Montevideo y el área metropolitana no se descarta la hipótesis nula de distribución aleatoria, situación que se grafica en color blanco y que sugeriría cierta mixtura social en esas áreas. Es decir, la segregación residencial de clase no se expresa de forma uniforme en toda la ciudad.

Respecto a los patrones de segregación residencial de la clase media alta, a nivel de barrios se observa, tanto para el año 1996 como para 2011, la conformación de dos conglomerados sobre la costa sur y sureste (Figura 3, mapa superior derecho y mapa inferior izquierdo). En 2011 se suma dos pequeños conglomerados en el noreste, coincidindo com áreas de desarrollo de urbanizaciones cerradas. Cercanos a estos se observa un caso atípico bajo-alto (graficado en celeste), lo que ilustra de algún modo patrones de segregación residencial de clase en la pequeña escala (Sabatini, Cáceres, Cerdá, 2001; Buzai, 2014). Por el contrario, en particular en la periferia metropolitana norte y noreste, se conforman conglomerados homogéneos de localidades con baja presencia de clase media alta, graficados en azul.

La reducción en la escala espacial de análisis (Figura 4) confirma la tendencia a la conformación de un conglomerado de unidades espaciales con una composición homogéneamente alta de clase media alta, que se extiende de forma relativamente continua a través de la costa sur y sureste. Así mismo, el análisis brinda información adicional a propósito de pequeños conglomerados conformados por segmentos costeros del eje metropolitano interbalneario. El mapa se completa con una extensa área de segmentos periféricos graficados en azul, donde la presencia de clase media alta es homogéneamente baja.

Figura 4
– Mapas de autocorrelación espacial local (LISA) de clases sociales según segmentos censales de Montevideo y el área metropolitana (1996-2011)

Los patrones de segregación residencial de la clase trabajadora son opuestos a los de la clase media alta. A nivel de barrio se identifica un conglomerado con niveles homogéneamente altos en la periferia norte y algunos conglomerados sobre los ejes no costeros metropolitanos, creciendo en extensión hacia el noreste en 2011 (Figura 3 mapa inferior derecho). El análisis a nivel de segmentos ratifica el patrón periférico de la segregación residencial de la clase trabajadora. Un conglomerado de autocorrelación positiva alta-alta en forma de anillo, rodea a Montevideo y se extienden de forma continua hacia los ejes no costeros metropolitanos.

El análisis longitudinal da cuanta de la extensión de la mancha roja, ilustrando la agudización de la segregación residencial de la clase trabajadora (Figura 4 mapas superior derecho e inferior derecho) y alertando sobre la persistencia en el procesos de periferización, coincidiendo con lo señalado en los antecedentes para otras ciudades de la región (Abramo, 2012).

Tanto en el ámbito de los barrios como a escala de segmentos se identifican algunas situaciones atípicas. En particular, uno y otro año, en el noreste metropolitano, existen unidades espaciales con niveles atípicamente altos de clase trabajadora (graficados en rosado) rodeados por unidades espaciales de características opuestas. De algún modo, podrían estar alertando sobre situaciones de fragmentación urbana o desigualdad al interior de un mismo territorio (Prévôt, 2001; Janoschka, 2002), cuestionando, al menos parcialmente la imagen dual insinuada hasta ahora en el análisis. Los resultados convergen así mimos con los procesos de expansión de urbanizaciones cerradas en el noreste metropolitano (Álvarez Rivadulla, 2007; Pérez Sánchez, 2023).

Conclusiones

En las últimas décadas del siglo XX las ciudades latinoamericanas asisten a una agudización de la segregación residencial y a transformaciones en los patrones de diferenciación socioespacial, caracterizados por la disminución de la escala espacial de la desigualdad y el pasaje de una morfología urbana dual a una socialmente fragmentada (Prévôt, 2001; Sabatini, Cáceres, Cerdá, 2001; Janoschka, 2002; Borsdorf, 2003; Buzai, 2014). En la década del 2000, en contextos en los que muchos países de la región veían disminuir la desigualdad de ingresos, en las ciudades la segregación económica continuó en aumento, dando cuenta de un desacople entre los procesos sociales agregados y la expresión espacial de los mismo (Segura, 2014).

En el contexto regional Montevideo es descrita como un conjunto urbano relativamente homogéneo y de desigualdad moderada (ONU-Habitat, 2016). No obstante, la bibliografía nacional se ha encargado de mostrar que si bien la ciudad puede no mostrar las disparidades de otras metrópolis de la región, lejos de ser igualitaria, se ha caracterizado, al menos desde la última década del silgo XX, por una marcada diferenciación espacial, expresada en una estructura urbana residencialmente segregada (Kaztman y Retamoso, 2005, 2007), que se ha perpetuado, incluso en contextos de bonanza económica y reformas sociales (Aguiar, 2016; Serna y González, 2017; Rubini, 2000).

El artículo que aquí concluye tuvo por objetivo contribuir al análisis de la segregación residencial socioeconómica en Montevideo desde la perspectiva de la estratificación de clases, de hondas raíces en el análisis de la desigualdad social con fuentes censales en la bibliografía sociológica (Torrado, 1992; Pla, 2013; Boado y Vanoli, 2023), pero escasamente considerado en los análisis de segregación (Ruiz--Tagle y López Morales, 2014; Link, Valenzuela y Fuentes, 2015). Atendiendo a los procesos de expansión urbana excluyentes alertados en la bibliografía (Rufi, 2003), el artículo incluyó como universo tanto Montevideo, como su área metropolitana. Por último, como forma de cotejar los patrones de segregación en distintas escalas, y dadas las posibilidades de desagregación de la información de las fuentes censales, el análisis se desarrolló a nivel de barrios, localidades metropolitanas y segmentos.

Los resultados muestran que las clases sociales montevideanas presentan patrones residenciales bien diferenciados, ya consolidados al año 1996 y reafirmados en 2011. El análisis de autocorrelación espacial evidencia que tanto la clase media alta como la clase trabajadora tienden a aglomerarse en áreas homogéneas, tendencia que se agudiza en el período 1996-2011 en el caso de la clase trabajadora, lo que sugiere un agravamiento en sus condiciones de segregación.

El análisis de autocorrelación espacial local permite dar cuenta de los patrones locales de segregación residencial, que coinciden en buena medida con lo mostrado en los antecedentes nacionales que han hecho foco en la diferenciación espacial en función de resultados socioeconómicos o educativos (Kaztman y Retamoso, 2005, 2007; Aguiar, 2016; Serna y González, 2017; Rubini, 2000). Ello da cuenta del potencial de la clasificación socio-ocupacional para delimitar la localización de las personas en el espacio urbano como resultado de sus recursos humanos, sociales o económicos (Ribeiro, 2003).

Independientemente de la escala espacial utilizada, la clase alta tiende a aglomerarse sobre la costa sur y sureste montevideana y en parte del área metropolitana costera. En oposición, se identifica un anillo periférico de unidades espaciales con niveles homogéneamente altos de clase trabajadora, que se extiende hacia los ejes no costeros metropolitanos. En principio, no parecería correcto entonces para el caso de Montevideo sustituir, como sugiere Prévôt (2001) para otras ciudades latinoamericanas, la lectura dual del espacio urbano por una fragmentada.

No obstante, el análisis local a nivel de segmentos permite identificar algunas situaciones atípicas en el noreste metropolitano y al norte del área metropolitana costera, de autocorrelación espacial inversa, que estarían anunciando patrones de segregación residencial en pequeña escala, propio de las llamadas ciudades fragmentadas (Janoschka, 2002; Borsdorf, 2003). El área donde se identifican estos casos coincide con zonas donde se han extendido en las últimas décadas urbanizaciones cerradas, sobre suelos que otrora ocuparan sectores medios y bajos, así como áreas de la costa metropolitana que han absorbido la relocalización de sectores medios altos. Dado que ambos fenómenos se han intensificado en los últimos años (Rubini, 2000; Pérez Sánchez, 2023), es esperable que, en futuras investigaciones, haciendo uso de datos censales actualizados, puede darse cuenta de una profundización en los patrones de fragmentación.

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• Declaración de disponibilidad de datos:
  Todos los datos que respaldan los resultados de este estudio fueron facilitados por el Instituto Nacional de Estadística del Uruguay y pueden consultarse en https://www.gub.uy/instituto-nacional-estadistica/.

• Editores:
  Lucia Bógus
  Luiz César de Queiroz Ribeiro

Disponibilidad de datos

Todos los datos que respaldan los resultados de este estudio fueron facilitados por el Instituto Nacional de Estadística del Uruguay y pueden consultarse en https://www.gub.uy/instituto-nacional-estadistica/.

Fechas de Publicación

• Publicación en esta colección
  09 Ene 2026
• Fecha del número
  Jan-Apr 2026

Histórico

• Recibido
  3 Abr 2025
• Acepto
  8 Ago 2025