LOS HÁBITOS DE LECTURA EN ESPAÑA: CARACTERÍSTICAS SOCIALES,EDUCATIVAS Y AMBIENTALES

VÍCTOR FERNÁNDEZ BLANCO (*)MERCEDES GARCÍA DÍEZ (*)

JUAN PRIETO RODRÍGUEZ (*)

RESUMEN. En el presente trabajo se describen los perfiles de los lectores habitualesde libros y periódicos, considerando específicamente su entorno educativo y sediscute si forman dos grupos de lectores diferenciados o si, por el contrario, haycorrelación entre ellos. El marco teórico de nuestro estudio es el modelo de Lévy-Garboua y Montmarquette (1996) en el que el consumo de un bien cultural se pro-duce dentro de un proceso dinámico de aprendizaje a través del consumo(learning by consumig»). A partir de él, se estima un modelo probit bivariante que,entre otras conclusiones, corrobora la importancia del nivel educativo del propioindividuo, así como el ambiente cultural de la familia, en la formación de los há-bitos de lectura.

INTRODUCCIÓN

En este trabajo analizamos la importanciadel entorno educativo en los hábitos clelectura. Para cualquier persona su ambien-te educativo está definido como el propionivel de estudios adquirido más el cíe sus pa-dres y pareja. Nosotros intentamos medir enqué grado influye la educación del indivi-duo y las personas que le rodean en suprobabilidad de leer. Estamos asumiendo,entonces, que la formación de los hábitos delectura tiene lugar preferentemente dentrocíe la familia y del sistema educativo.

La lectura es un componente esencialdel proceso educativo desde una dobleperspectiva. Por un lado, es un producto

de dicho proceso y, como es sabido, elhábito de lectura es también una variablede control habitual del desarrollo culturaly educativo de un país. Por otro lado, esun input, pues la lectura es un instru-mento fundamental para el conocimientoy el avance del proceso formativo del in-dividuo en cualquier nivel. Por consi-guiente, los cambios en los hábitos delectura del individuo modificarán sus acti-vidades consuntivas de educación y cultu-ra y también sus capacidades o actividadesproductivas.

Al lacio de estos efectos privados, lalectura, como la educación en general, esfuente de importantes efectos externos. Enprimer lugar, como ejemplifican las campa-

(*) Universidad de Oviedo.

Revista de Educación, núm. 320 (1999), pp. 379-390 379

ñas de alfabetización, facilita la ejecuciónde campañas socio-sanitarias y estimulaestas conductas en los individuos particu-lares. En segundo lugar, a la vez que con-tribuye a las habilidades productivas decada uno, estimula la convivencia y lasconductas socialmente integradas (Col-clough, 1982). En tercer lugar, es un ve-hículo de primer orden vira descubrirnuevas experiencias y actividades estimu-lantes que, como señala Scitovsky (1983),son el factor más eficaz contra el desarrollode conductas antisociales. En presencia detodos estos efectos externos, la provisiónprivada es socialmente ineficiente y ellojustificaría la intervención del gobierno,bien sea mediante mecanismos de provi-sión pública (política de bibliotecas), bienmediante medidas -impuestos y subsidios-que internalicen todas esas economías ex-ternas.

Cualquier política educativa y culturalque trate de mejorar los hábitos de lecturatiene necesariamente como punto de parti-da el análisis de los hábitos de lectura pre-dominantes de los individuos. Éste es elprincipal objetivo de nuestro trabajo, quenosotros analizaremos a través de la lecturade libros y de periódicos. Adicionalmente,cuantificamos la influencia de otras varia-bles socioeconómicas sobre la probabilidadde leer.

Para llevar a cabo esta tarea, se propo-ne un modelo probit bivariante que permi-te describir el perfil medio de ambos tiposcle lectores e identificar cuáles son las va-riables exógenas que influyen en sus co-rrespondientes probabilidades de lectura.Este modelo tiene una ventaja importante:permite estimar simultáneamente dosecuaciones que representan dos decisio-nes y descubrir si hay una correlación sig-nificativa entre sus términos de error. Encaso afirinativo, podemos afirmar que másallá de las características específicas decada uno, los lectores de libros y periódi-cos comparten un sustrato común que po-

demos considerar (o definir) como el hábi-to básico de lectura.

ANÁLISIS DESCRIPTIVO

A continuación se presentan los datos glo-bales de lectura de periódicos y libros enEspaña y su intensidad. Para ello se acudea la información que aporta la Encuesta cleEstructura, Conciencia y Biografía de Clase(ECBC-91). Esta encuesta, elaborada entrediciembre de 1990 y marzo de 1991 sobreuna muestra de 6632 individuos mayoresde dieciocho años, tiene dos partes clara-mente diferenciadas. La primera ofrece in-formación sobre las característicassocioeconómicas del inclividuo (edad, estadocivil, nivel de estudios, ingresos familiares,...)y sobre su historia laboral, fundamentalmen-te. La segunda parte es una encuesta deopinión sobre diversos temas en la que seincluye una pregunta sobre los hábitos deconsumo de bienes de ocio, en general, yculturales, en particular. Combinando esasdos partes se pueden identificar los rasgossocioeconómicos relevantes en la deman-da de cada bien cultural.

En la encuesta ECBC-91 se pregunta alindividuo con qué frecuencia lee libros yperiódicos. Al entrevistado se le ofrecencinco respuestas alternativas: nunca, anual,mensual, semanal y diaria. En la tabla I,presentada a continuación, se ofrecen lascifras generales de los hábitos de lecturaen España.

Según esta tabla se aprecia una distri-bución de hábitos de lectura muy disparentre libros y periódicos. Los lectores dia-rios de periódicos superan el 41% de lamuestra (lo que nos permite calificarloscomo lectores habituales); en cambio, lalectura cle libros presenta un carácter me-nos asiduo. Se observa que algo más de untercio cle los encuestados leen libros sema-nal o diariamente frente a los más de dostercios de lectores de periódicos.

380

TABLA IFrecuencia en la lectura de libros y periódicos en España

(Porcentajes)

Lectura libros Lectura periódicos

Nunca 21,5 13,7

Anual 23,0 8,5

Mensual 19,1 10,0

Semanal 14,6 25,7

Diario 21,0 41,3

Otros 0,9 0,9

TOTAL 100 100

Fuente: ECBC-91

* En esta categoría incluimos a las personas que no han respondido olo han hecho incorrectamente.

Con respecto al grupo de los no lecto-res, quienes no leen nunca o una vez alaño, alcanzan el 44,5% en el caso cle los li-bros aunque su porcentaje se reduce sensi-blemente, hasta un 21% en el caso de laprensa. Estas cifras globales apuntan quela lectura de periódicos cuenta con un ma-yor número de adeptos. Nosotros vamos aperfilar un poco más esta conclusión dis-cutiendo qué características personales in-fluyen significativamente en cada tipo delectura y en qué medida ambas distribucio-nes cle lectores son, o no, independientesentre sí.

UN MODELO TEÓRICO PARA ELCONSUMO DE BIENES CULTURALES

En esta sección se presenta un modelo teó-rico que liga el consumo de bienes cultura-les con rasgos socioeconómicos propiosdel individuo, siguiendo el planteamientobásico expuesto por Lévy-Garboua yMontmarquette (1996). Estos autores pre-

sentan un modelo en el que el consumo deun bien cultural -el teatro en su caso- seproduce dentro de un proceso dinámicode aprendizaje a través del consumo («lear-ning by constiming»), aunque también tie-ne cabida el caso estático, sin proceso cleaprendizaje. Esta última situación es la quemejor se adapta a los objetivos y disponibi-lidades de datos del presente trabajo.

El modelo citado considera un indivi-duo que puede consumir «n« bienes distin-tos. Su función de utilidad dependerá clelas cantidades consumidas cíe cada uno deellos (q,) y de la valoración subjetiva previaque el individuo hace del bien (s i), parai = 1,...n bienes

u = 52(12, snqn)

En principio la valoración subjetiva cleun bien •i. (s,) se forma a través de un pro-ceso de aprendizaje, de modo que dichavaloración depende de las experienciasprevias de consumo. Pero tiene cabida uncaso estático, sin proceso che aprendizaje.

381

En todo caso, la valoración será distintapara cada persona y cabe suponer quepuede ser aproximada por característicaspersonales propias como, por ejemplo, elsexo, la edad o el nivel de estudios, quetambién influyen sobre la utilidad marginalde la renta.

A continuación se plantea la condiciónnecesaria para consumir un bien «i» supo-niendo que todos los demás se consumenen sus cantidades óptimas (q i . , V j i). Lacantidad y el precio del bien •i» (q i y ni,respectivamente) se sustituyen por sus va-lores personalizados —tras corregirlosaplicando la valoración subjetiva del indi-viduo— que son, respectivamente •s, q i » y

Un individuo consumirá una unidadadicional del bien «i» si, y sólo si, la utilidadque le reporta su consumo es mayor que lautilidad que pierde con su adquisición:

XIIIM i (si qi, si q i • (j # >

si

donde X es el valor de la utilidad marginalde la renta.

Reorclenanclo términos

Sj UMi>1

luego la probabilidad de consumir un de-terminado bien aumenta con la valoraciónsubjetiva del mismo (si) y con la utilidadmarginal (111‘4,) de su consumo' y disminu-ye con el precio (r-D y con la utilidad mar-ginal de la renta (X). Además de estosfactores, el consumo del bien «i» tambiéntiene un componente aleatorio que puedereflejar condiciones psicológicas u otros

componentes no controlables. Teniendotodo esto en cuenta, la condición paraconsumir el bien, expresada en términoslogarítmicos, se puede escribir como

Ti + y > O

donde

Ti = log si + log UMi - log X - log 11 =log Si + log UM1 - log X - log

y «v» es un término de error de media cero.

En el caso general en el que el indivi-duo elige entre consumir (q i = 1) y no con-sumir = O), la probabilidad de consumodel bien puede estimarse mediante un mo-delo probit de la forma

Pr (q i = 1) = Prob > - PX)

donde r3 es el vector de parámetros a esti-mar y X es el vector de variables explicati-vas. Introduciendo una componenteestocástica la ecuación a estimar será:

y. = 13X + E

donde .,y* ” no es observable y - E» se distri-buye normalmente.

EL MODELO ECONOMÉTRICO

Nuestro objetivo es analizar los perfiles delos individuos que leen periódicos y libroshabitualmente (al menos una vez a la se-mana para el caso de los libros y diaria-mente en el caso de los periódicos) y lasrelaciones entre ellos. Es decir, se trata dedescubrir si existen dos grupos inde-pendientes de lectores o si, por el contra-rio, hay una correlación significativa entre

(1) A su vez, la utilidad marginal también variará con la cantidad consumida otros bienes, según seancomplementarios o sustitutivos.

382

ambos. Para realizar esta tarea se estima unmodelo probit bivariante, que nos permiteanalizar los determinantes de la prob-abilidad de cada tipo de lectura y la rela-ción entre ambas probabilidades. Elmodelo probit bivariante es una extensiónnatural del modelo probit, anteriormenteexpuesto, que incluye dos ecuaciones contérminos de error correlacionados. Su es-pecificación más general es:

y1

•

= pi xi Lity2• =132 x2 + u2 (21

donde y: son preferencias inobservables yu l y u 2 siguen una distribución normal bi-variante con media cero y varianza uno. Lacorrelación entre ambas ecuaciones (entrelos dos tipos de lectura en nuestro caso)vendrá recogido en el parámetro p. Si p esigual a cero, las dos ecuaciones son inde-pendientes y pueden ser estimadas pordos ecuaciones probit independientes 2 , pu-diéndose concluir entonces que los lectoresde periódicos y cle libros son diferentes.

Las variables dependientes de lasecuaciones [11 y [21 de este modelo probitbivariante representan los hábitos de lectu-ra de libros y periódicos, respectivamente.Para la lectura cle libros la estructura clerespuestas que puede observarse en la en-cuesta y su relación con las preferenciasinobservables (y,*) es:

= diaria y semanalmente = 1 si y. ; O= nunca, anual y mensualmente = O si y*; < O

Sin embargo, como se comentó en elanálisis descriptivo de la tabla 1, el com-portamiento de los lectores de periódicoses claramente distinto, puesto que los lec-tores diarios son el colectivo más impor-tante, más del cuarenta por ciento. En

consecuencia, proponemos la siguiente es-tructura de respuestas en la encuesta y surelación con las preferencias:

= diariamente = 1 si y"; O= nunat, anual, mensual y semanalmente = O

si y*; <O

Los vectores de variables explicativas(x2 y x2) están compuestos por caracterís-ticas socioeconómicas que pueden expli-car la formación de hábitos de lectura y ladisponibilidad de tiempo para la misma,así como la utilidad marginal de la renta.Podemos agrupar estas variables en las si-guientes categorías:

• Características personales: incluyen-do género, edad, nivel educativo yestado civil.

• Nivel educativo de la familia: se in-cluye el nivel cle estudios de los pa-dres, y en caso de convivir con otrapersona, los estudios de la misma.

• Responsabilidades familiares: inclu-ye el número de hijos menores de15 años, la edad del hijo menor y elnúmero de horas semanales dedica-das a las tareas domésticas.

• Variables geográficas: consideran-do la comunidad autónoma delentrevistado así como el carácterurbano o no del municipio cle re-sidencia.

• Relación con la actividad económi-ca: cinco variables ficticias que rep-resentan a ocupados, parados,inactivos, jubilados y estudiantes.La categoría de referencia son lasamas de casa.

• Variables de clase social: la clasifi-cación se realiza atendiendo a la re-lación con el nivel socioeconómicoy la categoría ocupacional.

(2) Por tanto, si nosotros querernos estimar un probit bivariante deberíamos llevar a cabo un test de in-

dependencia de estas ecuaciones. La hipótesis nula 11 lo: p = 01 podría ser contrastada aplicando simplementeun test t, que es equivalente al test de Wald.

383

En los bares y cafeterías se suele dis-poner de uno o más periódicos y es unahipótesis muy extendida que los clientesaprovechan para su lectura. Por este moti-vo, hemos considerado conveniente ennuestro estudio incluir como variable ex-plicativa la asistencia a establecimientos deliostelería.

Todas estas variables están recogidas deforma precisa en el anexo I. A continuaciónpresentamos los resultados empíricos.

RESULTADOS

Los resultados de la estimación del modeloprobit bivariante para la lectura de libros yperiódicos se presentan en la tabla II.

El test de la ratio de verosimilitud, bajola hipótesis nula de que todos los coefi-cientes del modelo son cero, muestra labondad de la estimación. El cálculo delmismo nos proporciona un valor de 1865,que excede el punto crítico con 89 gradosde libertad; por tanto, la hipótesis alterna-tiva no puede ser rechazada.

El coeficiente p, que muestra la corre-lación entre los errores estimados corres-pondiente a cada ecuación, es de 0,363pudiendo rechazar la hipótesis de que p esigual a cero. Es decir, los lectores habitua-les de libros y periódicos no pertenecen agrupos independientes. Una vez controla-do el efecto de las características socioeco-nómicas observadas de los individuos, sepuede concluir que ambos grupos tienenotros rasgos no observados que podemosidentificar con un gusto innato por la lec-tura, tanto de libros como de periódicos.

A continuación se discuten los efectosde las principales características socioeco-nómicas para cada tipo de lectura.

LECTURA DE IIBROS

La impresión general que se extrae de los re-sultados estimados es que la lectura de libroses más frecuente entre las mujeres y aumen-ta con el nivel de estudios. Asimismo, los es-tudios de la pareja' y de los padres, querepresentan el ambiente cultural en el que sedesarrolla el individuo, muestran coeficientespositivos y significativos, salvo para el casode los estudios de la madre'. Esto confirma laidea de que el sistema educativo y la familiason dos de los principales factores en la for-mación de hábitos de lectura de libros. Portanto, las ventajas de la educación no se ago-tan en los propios individuos sino que gene-ran economías externas sobre otrosmiembros del hogar. Además, la influenciasobre la conducta de la pareja refuerza losefectos sobre generaciones futuras.

En términos generales, la ausencia de res-ponsabilidades familiares facilita la lectura delibros. La frecuencia de lectura es mayor ensolteros y separados y en las personas sin hi-jos menores de quince arios. Quienes sí tienenhijos ven aumentada su probabilidad de lectu-ra a mecida que estos crecen. Por su parte, eltiempo dedicado a las tareas domésticas noejerce ninguna influencia significativa.

Las variables relativas a la actividad eco-nómica dejan una conclusión muy clara: lasamas de casa son el colectivo que menos lee.A partir de aquí, y tras analizar los coeficientesestimados, parece que jubilados y paradosson quienes mayor probabilidad de lecturapresentan, reflejando posiblemente su mayortiempo libre. Cuando se incorpora la clase so-cial, hallamos que la clase alta es la que lee li-bros con mayor frecuencia. Este dato, a la parque reffierza el efecto de las variables de estu-dios y actividad, ofrece indicios cle la presen-cia de un efecto renta positivo.

(3) Adicionalmente, el coeficiente positivo de la variable estudios de la pareja puede interpretarse como

una prueba favorable cle la hipótesis clel emparejamiento selectivo cle Becker.

(4) En una versión alternativa del modelo, se contrastó si el efecto de los estudios de la madre era inde-

pendiente del género del individuo. El resultado encontrado permite aceptar la hipótesis de un efecto similar

para hombres y mujeres.

384

TABLA IIEstimación probit bivariante

VARIABLELECTURA DE UBROS LECTURA DE PERIÓDICOS

Coeficiente t-student Coeficiente t-student

CONSTANT -2,4140 -7,7250 -2,8454 -9,1180

MUJER 0,2301 4,4680 -0,4018 -7,7430

EDAD 0,0136 1,1230 0,0370 2,9990EDAD2 -0,0001 -0,8930 -0,0003 -2,1700

ESTPRINIA 0,3125 3,4850 0,3851 4,4440

ESTNIEDIO 0,8708 8,6950 0,7786 7,9020

UMEDIO 1,2401 10,2650 1.0198 8,3220

USUPER 1,5155 12,4230 1,3616 11,0080

ESTPAREJ A 0,0025 3,1100 0,0348 5,8810

ESTPADRE 0,0121 2,1090 0,0125 2,1750ESTI\ IADRE 0,0046 0,6660 0,0181 2,6540SOLTERO 0,2550 1,8070 0,2587 1,8800CASADO 0,0891 0,6850 -0,0803 -0,6390DIVSEP 0,6591 3,1500 0,4156 1,9100EDADMEN 0,0116 1,6960 0,0140 2,1540

N15 -0,0919 -2,6030 -0,0742 -2,1770TMPHOG 0,0009 0,8220 0,0028 2,4410OCUPADO 0,3045 4,2680 0,2301 3,1750PARADO 0,4291 4,1980 0,1842 1,7520INACTIVO 0,2570 1,8130 -0,0484 -0,3410JUBILADO 0,4554 4,2040 0,1908 1,8490ESTUDIAN 0,2961 2,5440 0,0282 0,2380CLSOALTA 0,2151 3,4420 0,2479 3,9470CLSOMED 0,0585 1,1130 0,2120 4,9500DABAR O, ¡SI 1 8,8450DN1BAR 0,1,100 2,9880URBANO 0,2375 4,8740 0,1897 4,1700ANDALUZ -0,1826 -2,3470 -0,1685 -2,1090ARAGON 0,0543 0,4530 -0,2153 -1,7440ASTUR -0,0464 -0,3500 0,6348 4,8990BALEAR -0,5523 -2,5710 0,3016 2,0350CANAR 0,0201 0,1770 0,2978 2,5470CANTA -0,4924 -2,6510 0,2697 1,5510CASTLE 0,0148 0,1460 0,2719 2,7920CASTNIA 0,0240 0,1970 -0,0943 -0,7630CATAIAN -0,0122 -0,1620 0,1164 1,5520EXTRE -0,1273 -0,8500 0,2006 1,5320EUSKADI -0,0661 -0,7000 0,3442 3,7580GALICIA -0,2495 -2,4390 0,0470 0,4650MURCIA -0,1304 -0,9370 -0,0487 -0,3370NAVARRA 0,0735 0,2250 0,6050 2,4590RIOJA 0,0433 0,2070 0,4747 2,4560VALEN 0,0839 1,0050 0,0954 1,1740RHO(1,2) 03639 14,6720

385

TABLA Hl

Estadísticos descriptivos de las variables

MEDIA DESVIACIÓN TÍPICA MÍNIMO mUlivio

I I BROS 0,2573 0,4372 0,0000 1,0000PERIÓDICO 0,3265 0,4690 0,0000 1,0000N IIIJER 0,4921 0,5000 0,0000 1,0000EDAD 41,2025 14,7767 18,0000 75,0000EDA D2 1.915,958 1.285,243 324,00 5 625,00ESTPRI NIA 0,4928 0,5000 0,0000 1,0000ESTNIEDIO 0,2394 0,4268 0,0000 1,0000UNIEDIO 0,0615 0,2403 0,0000 1,0000USUPER 0,0874 0,2824 0,0000 1,0000ESTI'A REJA 4,5753 36,1455 0,0000 25,0000ESTPADRE 4,3222 4,8093 0,0000 25,0000ESTNIADRE 3,1245 3,7682 0,0000 20,0000SOLTERO 0,2966 0,4568 0,0000 1,0000CASADO 0,6553 0,4753 0,0000 1,0000I )1VSEP 0,0133 0,1146 0,0000 1,0000EDADMEN 2,1842 3,9565 0,0000 14,0000N15 0,5487 0,8925 0,0000 5,0000TNIPIIOG 24,5227 26,5093 0,0000 98,0000OCUPADO 0,5211 0,4996 0,0000 1,0000PARADO 0,0620 0,2413 0,0000 1,0000INACTIVO 0,0308 0,1728 0,0000 1,0000JUBILADO 0,0921 0,2892 0,0000 1,0000ESTUDIAN 0,0559 0,2297 0,0000 1,0000CLSOALTA 0,3145 0,4643 0,0000 1,0000CLSONIEDIA 0,3492 0,4768 0,0000 1,0000I )ABAR 0,1913 0,3934 0,0000 1,0000I )1NIBAR 0,2946 0,4559 0,0000 1,0000URBANO 0,6619 0,4731 0,0000 1,0000ANDALUZ 0,1817 0,3856 0,0000 1,0000ARAGÓN 0,0368 0,1883 0,0000 1,0000ASTUR 0,0259 0,1589 0,0000 1,0000BALEAR 0,0196 0,1386 0,0000 1,0000GANAR 0,0387 0,1928 0,0000 1,0000CANTA 0,0122 0,1099 0,0000 1,0000CAS11.E 0,0651 0,2467 0,0000 1,0000CASTNIA 0,0440 0,2052 0,0000 1,0000CATALÁN 0,1610 0,3675 0,0000 1,0000

EXMIE 0,0290 0,1679 0,0000 1,0000

EUSKADI 0,0599 0,2373 0,0000 1,0000

GALICIA 0,0718 0,2582 0,0000 1,0000

MURCIA 0,0269 0,1619 0,0000 1,0000

NAVARRA 0,0045 0,0668 0,0000 1,0000

RIOJA 0,0096 0,0977 0,0000 1,0000

VALEN 0,1083 0,3108 0,0000 1,0000

MADRID 0,1050 03065 0,0000 1,0000

386

Por último, también se aprecian dife-rencias geográficas significativas. Por unlacio, la lectura de libros se revela comouna actividad urbana. Por otro lado, hemosintroducido dieciséis variables .clummies•para captar las posible desigualdades re-gionales. El resultado es que residir en An-dalucía, Baleares, Cantabria y Galiciaafecta negativamente a la probabilidad deleer libros de forma habitual.

LECTURA DE PERIÓDICOS

Los hombres leen más periódicos que lasmujeres y en cuanto a la edad, que ahorasi presenta efectos significativos, su efectoes positivo y decreciente sobre el hábito delectura.

El efecto de los estudios del individuoes, también para este tipo de lectura, cre-ciente y significativo, así como el niveleducativo de las personas más próximas,cuya influencia positiva refuerza la idea delas importantes externaliclacles de la educa-ción formal.

Las cargas familiares siguen desincen-tivando la lectura: los solteros y separadosleen más que los casados y la presencia cíehijos menores cíe quince años también re-duce la probabilidad de leer, especialmen-te cuanto menor sea su edad.

Las categorías más ajenas al mercadode trabajo, amas de casa, estudiantes einactivos (integrados básicamente por po-blación desanimada), son los que menosperiódicos leen. Por el contrario, la posibi-lidad aumenta a medida que crece el vín-culo con la actividad laboral. Los másvinculados a la actividad laboral, los ocu-pados, tienen una probabilidad de leer ma-yor. Además, pertenecer a las clases mediay alta aumenta la probabilidad. Tambiénahora podemos presumir la existencia de

un efecto renta positivo para este tipo delectura.

Un efecto específico sobre la lecturade periódicos es el recogido en las varia-bles DABAR y DMBAR, que muestran lafrecuencia en la visita a bares y cafeterías.La estimación realizada parece confirmar lacomplementariedacl de estos servicios hos-teleros y la lectura de periódicos.

Finalmente, y en cuanto al efecto clelas variables geográficas, la lectura de pe-riódicos se presenta como una actividadurbana y respecto a la comunidad autóno-ma de residencia, los coeficientes permitendistinguir claramente dos áreas con hábitosde lectura cle periódicos muy diferencia-dos. La probabilidad es mayor en la corni-sa cantábrica', la meseta norte y en losterritorios insulares y es menor en Andalu-cía y Aragón.

ANÁLISIS COMPARATIVO

Hemos descubierto algunas diferenciassustanciales que, como se discutirá a conti-nuación, nos permiten opinar que la lecturade libros es un ejercicio más individual opersonalizado y, en esa medicb, parece másligado al proceso educativo o formativo cle lapersona; mientras, la lectura de periódicos serevela como una actividad más social o fa-miliar y, en consecuencia, más proclive aaprovechar ventajas cle escala.

Hay varios resultados sobre los quepodemos apuntalar esta opinión. En pri-mer lugar, nos encontramos con el efectode los estudios. Como era fácil pronosticar,esta variable influye positivamente sobrelos dos tipos de lectura. No obstante, el ta-maño de los coeficientes invita a pensar enuna mayor interconexión entre el nivel deformación y la lectura de libros. En segun-do lugar, la probabilidad de lectura de ti-

(5) El coeficiente para Cantabria es similar a los estimados para el resto de la cornisa cantábrica pero noes significativo. La razón puede estar en que el pequeño tamaño muestral de un área geográfica como ésta haceaumentar la varianza del coeficiente estimado.

387

bros es mayor para los individuos de clasealta a la que, habitualmente y por términomedio, le corresponde una mayor educa-ción formal; la lectura de periódicos ofrece,sin embargo, un perfil más interclasista.

Los modelos estimados han confirma-do la hipótesis básica cle nuestro modelosegún la cual el ambiente intelectual y cul-tural en el que se desenvuelve el individuoes clave para entender sus hábitos de lec-tura, en general. Pero, una vez puesta pordelante esta conclusión, también hemospodido apreciar ciertas diferencias segúnel tipo de lectura que abundan en el carác-ter de costumbre familiar o social que leatribuimos al periódico. Por un lado, cuan-do analizamos el efecto del estudio de lospadres, no apreciamos diferencia de géne-ro en el caso del periódico, pero sí en el delos libros donde parece que sólo el nivelde estudios del padre ejerce influencia po-sitiva y significativa. Este hecho puede atri-buirse a una mayor conexión de este tipode lectura con el proceso formativo, juntocon el carácter todavía tradicional de nues-tra sociedad que se traduce en que, enmúltiples ocasiones, es la imagen paternala que se vincula explícitamente con elmundo laboral.

El entorno familiar también hemos tra-tado cle aproximarlo con la variable tiempode estudios cle la pareja. Nuestra hipótesisde partida es que cuando mayor sea eltiempo de estudios cle la pareja, y por tan-to mayor es su probabilidad de lectura, seproduce un fenómeno de «contagio» queinduce al otro cónyuge a leer más. Esta hi-pótesis se confirma para ambos tipos delectura.

Las cargas familiares, medidas a travésdel número de hijos menores de quinceaños y de la edad del menor de los hijos,presentan efectos similares sobre los dos ti-pos de lectura, cle forma que la probabilidaddisminuye cuanto mayor sea el númeropero aumenta a medida que los hijos cre-cen. En cambio, el tiempo de trabajo en elhogar, muestra efectos diferenciados. In-

fluye positiva y significativamente sobre lalectura de prensa pero no muestra efectossobre la lectura de libros. Esto refuerza elcarácter social y familiar de su lectura: amedida que aumenta el número cle horaspasadas en el hogar, aumenta la prob-abilidad de interesarse, de «echar un vista-zo» al periódico, especialmente si algúnmiembro cle la familia adquiere un ejem-plar. Sin embargo, la lectura cle libros esuna tarea muy diferente, más individual ypersonalizada (la prensa, por la propia am-plitud de su oferta, capta más fácilmente elinterés o el gusto de más de un miembrode la familia). Al exigir mayor nivel de con-centración, difícilmente puede ser compagi-nada con las labores domésticas, algo que sípuede ser habitual con el periódico.

El último indicio que nos permite pre-sumir que la lectura cle periódicos tiene uncomponente relacional mayor que el de li-bros es su carácter complementario con laasistencia a los bares. Así pues, mientras lalectura de libros se revela como una acciónen sí misma, hemos podido comprobar endiversos frentes que la lectura de periódi-cos es más fácil de combinar con otras ac-tividades e incluso con otras personas.

Por último, también hemos encontra-do otras diferencias relevantes, especial-mente vinculadas con el sexo y la edad.Las mujeres tienen mayor probabilidad delectura de libros y menor de periódicosque los hombres. Sin duda en este últimoresultado debe tener alguna incidencia lamenor asistencia de las mujeres a los ba-res. Por otra parte, la edad no marca nin-guna diferencia en la probabilidad clelectura de libros. Una explicación plausiblees que éste es un hábito que se adquiereen los años cle formación y se mantienemás o menos estable con el paso del tiem-po. Sin embargo, la probabilidad cle lectu-ra cle prensa crece con la edad, pero a unritmo decreciente, debido quizás a una dis-minución cle las actividades relacionalesque, como hemos visto, favorecen estetipo cle lectura.

388

CONCLUSIONES

El análisis de los resultados ofrecidos per-mite extraer algunas conclusiones impor-tantes respecto a los hábitos de lectura delibros y periódicos en España. En primerlugar, como se podía presumir, no se pue-de hablar de dos colectivos de lectores di-ferenciados, sino que ambos compartenmuchos rasgos comunes. En segundo lu-gar, hemos corroborado la hipótesis funda-mental de nuestro trabajo, comprobandoque el sistema educativo incide directa eindirectamente sobre los hábitos de lectu-ra. La probabilidad de lectura aumenta tan-to con el nivel de estudios del individuocomo con el del resto de miembros de lafamilia. El efecto conjunto refuerza la im-portancia que tiene la educación formalsobre al lectura como elemento esencial deuna formación continua, incluso una vezabandonado el sistema educativo.

ANEXO IDEFINICIÓN DE LAS VARIABLES

En este Anexo se definen las variables uti-lizadas en este estudio. Los estadísticosdescriptivos se encuentran en la página 366del mismo en la tabla III.

VARIABLES DEPENDIENTES

LIBROS. Variable •clummy»; toma el valoruno cuando el entrevistado lee libros almenos semanalmente.PERIÓDICO: Variable «dummy»; toma elvalor uno cuando el entrevistado lee perió-dicos diariamente.

VARIABLES INDEPENDIENTES

MUJER: Variable «clummy»; toma el valoruno cuando el entrevistado es mujer.EDAD: Edad del entrevistado.

ESTPRIMA: Variable «dummy»; toma el va-lor uno cuando el entrevistado tiene estu-dios primarios y valor cero en otro caso.ESTMEDIO: Variable «clummy»; toma el va-lor uno cuando el entrevistado tiene estu-dios medios y valor cero en otro caso.UMEDIO: Variable «clummy»; toma el valoruno cuando el entrevistado tiene estudiosuniversitarios medios (diplomaturas) y va-lor cero en otro caso.USUPER: Variable «clummy»; toma el valoruno cuando el entrevistado tiene estudiosuniversitarios superiores (licenciatura opostgraclo) y valor cero en otro caso.ESTPAREJA: Años de estudio completadospor el cónyuge o pareja.ESTPADRE: Años de estudio completadospor el padre.ESTMADRE: Años de estudio completadospor la madre.SOLTERO: Variable «clummy»; toma el valoruno cuando el entrevistado está soltero yvalor cero en otro caso.CASADO: Variable «clummy»; toma el valoruno cuando el entrevistado está casado yvalor cero en otro caso.DIVSEP: Variable «clummy»; toma el valoruno cuando el entrevistado está divorciadoo separado y valor cero en otro caso.N15: Número de hijos menores de 15 añosa cargo del entrevistado.EDADMEN: Edad del hijo menor, siempreque sea menor de 15.

TNIPHOG: Número de horas semanalesdedicadas a las labores domésticas.

OCUPADO: Variable «clummy»; toma el va-lor uno cuando el entrevistado está em-pleado y valor cero en otro caso.PARADO: Variable «clummy»; toma el valoruno cuando el entrevistado está desem-pleado y valor cero en otro caso.INACTIVO: Variable «clummy«; toma el va-lor uno cuando el entrevistado está inacti-vo y valor cero en otro caso.JUBILADO: Variable «clummy»; toma el va-lor uno cuando el entrevistado está jubila-do y valor cero en otro caso.

389

ESTUDIAN: Variable «clummy»; toma el va-lor uno cuando el entrevistado es estudian-te y valor cero en otro caso.CLSOALTA: Variable «clummy»; toma el va-lor uno cuando el entrevistado pertenece ala clase alta y valor cero en otro caso.CLSOMED: Variable «dummy»; toma el va-lor uno cuando el entrevistado pertenece ala clase media y valor cero en otro caso.DABAR: Variable «clummy«; toma el valoruno cuando el entrevistado asiste diaria-mente a los bares.DMBAR: Variable «clummy»; toma el valoruno cuando el entrevistado asiste variasveces a la semana.URBANO: Variable «clummy»; toma el valortino cuando el entrevistado reside en unmunicipio mayor de 10.000 habitantes.

Además de éstas, en las estimacionesrealizadas se han incluido dieciséis varia-bles «clummy» más, una por cada una cle lasregiones de España, quedándose Madridcomo categoría de referencia.

De acuerdo con estas definiciones, lacategoría de referencia en los modelosprobit estimados queda constituida por un

individuo hombre, analfabeto o sin estu-dios, viudo, sin hijos, ama de casa, de clasesocial baja y residente en Madrid.

BIBLIOGRAFÍA

COLCLOUGH, C.: -The Impact of PrimarySchooling on Economic Development:A Review of the Evidence», en WorldDevelopment, 10 (1982), pp. 167-185.

LÉVY-GARBOUA, L. y MONTMARQUETTE, C.: «AMicroeconometric Study of TheatreDemand», en »tunal of Cultural Eco-nomics, 20 (1996), pp. 25-50.

MINISTERIO DE CULTURA: Cultura en cifras.Datos culturales. Madrid, SecretaríaGeneral Técnica, 1996.

THROSBY, C. y WITHERS, G.: 713e EconomicsofPerfirmingArts. Melbourne, EclwarclArnolcl Publishers, 1979.

SCITOVSKY, T.: «Subsidies for the Arts: theEconomic Argument», en Economics ofCultural Decisions, Cambriclge, Ecl.W.S. I lenclen y J. L. Shanahan, 1983.

390