Movilidad Educativa En España. Un Análisis Con Datos

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Movilidad educativa en España. un análisis con datos del phogue MOVILIDAD EDUCATIVA EN ESPAÑA. UN ANÁLISIS CON DATOS DEL PHOGUE Mauro Mediavilla1 Jorge Calero Universidad de Barcelona Abstract El objetivo de la comunicación es el análisis de la movilidad educativa en España, utilizando la muestra ampliada del PHOGUE para el año 2000, representativa por Comunidades Autónomas. Para su evaluación se ha optado por utilizar tres métodos que aportan diferentes maneras de estudiar este fenómeno: la correlación bivariante entre el nivel educativo del padre y el hijo; las matrices de transición mediante la estimación de máxima verosimilitud y la regresión con mínimos cuadrados ordinarios. El análisis empírico permite conocer algunos patrones de comportamiento referidos a la movilidad educativa en España. Se observa un impacto positivo del nivel educativo de los padres sobre la educación de sus hijos; así como una mayor relación entre los niveles educativos de padres e hijos de igual sexo. Otro elemento a mencionar es que la relación significativa y positiva existente entre el nivel de estudios de los padres y el de sus hijos se ve acentuada en el caso de las madres para los niveles educativos superiores. Por último, destacamos que se observa una alta movilidad relativa, con una preponderancia de la movilidad ascendente. 1 Correo electrónico de contacto: [email protected] XV Jornadas de la Asociación de la Economía de la Educación 27 Mauro Mediavilla, Jorge Calero 1. Introducción Con este trabajo se estudia las características de la movilidad educativa en España, definida ésta como la posibilidad que ha tenido la persona de modificar su estatus educativo en relación a la generación que le ha precedido. Además de la importancia de su análisis con respecto al funcionamiento interno del sistema educativo, la movilidad constituye un ámbito relevante de investigación debido a sus efectos externos al educativo, ya que a largo plazo una mayor movilidad educativa incrementaría la igualdad de oportunidades, disminuyendo el grado de desigualdad social (Ayala y Sastre, 2002). Los primeros estudios relativos a la movilidad se centran en la movilidad social utilizando dos aproximaciones: la movilidad de ingresos y la movilidad ocupacional, utilizando en este caso un ranking de clases sociales. La forma funcional básica utilizada, para ambos casos, es un modelo de Markov de primer orden, Yi (t ) = β 0 + β1 * Yi (t − 1) + ε i , donde Yi (t ) indicaría el valor de la variable referida al hijo e Yi (t − 1) al padre y/o madre, ( ) siendo ε i el término estocástico que se distribuye como una N 0;σ 2 . El componente β1 indica el grado de inmovilidad intergeneracional social a nivel genérico, pero que podría explicar la movilidad de ingresos, ocupacional o educativa según se incorporen variables referidas a estos aspectos. Sus valores extremos son el 1, que indicaría una perfecta inmovilidad, y el valor 0, que significaría una completa movilidad. Al intentar evaluar la movilidad educativa en un país, los estudios empíricos últimamente incorporan al modelo básico dos maneras de cuantificar la educación de las personas: en primer lugar, utilizando los años de educación formal que ha realizado el individuo y, en segundo lugar, empleando el máximo nivel educativo alcanzado por el mismo. 2. Revisión de las metodologías utilizadas y de algunos trabajos empíricos Para poder evaluar el grado de movilidad educativa de una sociedad los trabajos empíricos realizados hasta el momento han utilizados principalmente tres 28 XV Jornadas de la Asociación de la Economía de la Educación Movilidad educativa en España. un análisis con datos del phogue herramientas: la simple correlación entre el nivel educativo del padre y el hijo; las matrices de transición mediante una estimación de máxima verosimilitud, y la regresión, con sus diferentes modalidades. Un alto valor del coeficiente de correlación para el primer caso, o de los valores ubicados en la diagonal principal para el estudio matricial o, en el caso de la regresión, del coeficiente que acompaña a la variable educativa, indicaría una mayor rigidez educativa de la sociedad. En la presente comunicación hemos utilizado las tres modalidades de análisis. Seguidamente mencionamos una serie trabajos relacionados con cada una de las diferentes metodologías de estudio de la movilidad que hemos considerado como más relevantes, sin intención de realizar una enumeración exhaustiva de los mismos. En relación a los trabajos que han empleado la correlación bivariante podemos citar a Dunn (2004) para Brasil, Lillard y Willis (1994) para Malasia y Österberg (2000) para Suecia. En cuanto a los estudios referidos a España, encontramos el trabajo de Carabaña (1999) que estima una correlación de 0,42; Sánchez (2004) con un valor de 0,45 y por último, Calero y Escardíbul (2005) que encuentran una correlación de 0,43 con datos del año 2000, detectando una fuerte variabilidad entre Comunidades Autónomas. Las matrices de transición también han sido frecuentemente utilizadas; dentro de los casos presentes en la literatura citaremos los trabajos de Corak y Heisz (1998) para Canadá, Björklund y Jäntti (1997) para Suecia, Peters (1992) para los Estados Unidos, Dearden, Machin y Reed (1997) para Gran Bretaña y por último, para España un estudio de Sánchez (2004). En cuanto a la utilización de regresiones, Black et al. (2003) para Noruega encuentran una mayor relación entre la educación de la madre y la de los hijos que entre éstos y el padre, en un marco de alta movilidad educativa. Behrman et al. (2001) realizan un trabajo comparativo entre Estados Unidos y varios países de América latina empleando una regresión lineal, y como variable independiente el nivel educativo del padre más educado. Las principales conclusiones indican que los países latinoamericanos tienen un grado de movilidad muy inferior a la de los Estados Unidos y entre ellos, Brasil y Colombia presentan el grado más bajo, con un coeficiente de 0,70 para ambos. XV Jornadas de la Asociación de la Economía de la Educación 29 Mauro Mediavilla, Jorge Calero Por último y para el caso español, Sánchez (2004) obtiene un coeficiente β de 0,125 que indicaría una alta movilidad educativa entre padres e hijos, utilizando una regresión de mínimos cuadrados ordinarios con datos de individuos mayores de 23 años. 3. Datos Los datos que utilizamos en el análisis empírico corresponden a los ficheros de España del Panel de Hogares de la Unión Europea (PHOGUE). Se analiza la ola del año 2000, que se realizó sobre 15.614 hogares (40.046 individuos), representativa por Comunidades Autónomas. De esta muestra fueron seleccionadas todas las personas que aparecen como hijos, entre los 25 y 35 años de edad. La edad límite inferior se especifica con el objetivo de asegurar que estas personas hayan tenido tiempo suficiente para acabar con el ciclo educativo formal; el límite superior se establece debido a que se pretende evaluar la movilidad entre la última cohorte de población que ha acabado el proceso de escolarización formal y su antecesora. Mediante otro filtro se seleccionan a todas las personas para las que existe información de cómo mínimo uno de sus padres, quedando la muestra final con 2.708 observaciones. 4. Análisis empírico 4.1. Análisis de las correlaciones En esta primera aproximación a la movilidad educativa en España se realiza la correlación entre el nivel educativo del padre/madre y el de los hijos/hijas, empleando las observaciones ponderadas por un factor de ponderación normalizado incorporado a la muestra, con la finalidad de reflejar la totalidad de la población objetivo. Si observamos la tabla 1 detectamos que el nivel educativo de las hijas se relaciona de igual forma con el de sus progenitores sin distinción de sexo, mientras que en el caso de los hijos existe un efecto diferencial a favor del padre. Tabla 1. Tabla de correlaciones Nivel educativo hijos Hijo Hija Nivel educativo padre 0,5128 0,4633 Nivel educativo madre 0,4392 0,4578 Si se analiza esta correlación por Comunidad Autónoma, para el caso de la correlación entre padres e hijos/as, las comunidades con correlaciones superiores a la media, en orden decreciente son: La Rioja, Islas Baleares, Extremadura, Asturias, 30 XV Jornadas de la Asociación de la Economía de la Educación Movilidad educativa en España. un análisis con datos del phogue Castilla y León y Andalucía. Si la correlación se calcula entre madres e hijos/as, las comunidades por encima de la media, en orden decreciente son: Cantabria, La Rioja, Andalucía, Galicia, Extremadura y Madrid. 4.2. Matrices de transición En esta técnica se utiliza una matriz cuadrada donde cada elemento a ij representa la probabilidad de que un individuo acceda a un cierto nivel educativo “j”, si su progenitor pertenece a un nivel educativo "i". En consecuencia, los valores que admiten estos elementos están comprendidos entre cero (probabilidad nula) y uno (probabilidad absoluta), siendo su objetivo conocer el grado de movilidad educativa existente entre padres e hijos. La matriz se genera mediante una estimación de máxima verosimilitud utilizando un probit ordenado, en que la variable dependiente se distribuye en diferentes categorías que reflejan el nivel educativo de los hijos (véase tabla 2). Como variables independientes se han utilizado estos mismo niveles pero referidos al padre o a la madre, más la edad de los padres e hijos como variables de control. Esta opción de controlar con otras variables, así como la posibilidad de comparar sus resultados a nivel internacional, ha fundamentado nuestra decisión a favor de esta técnica y en detrimento de las tablas de contingencia. Tabla 2. Niveles educativos utilizados Variable Descripción A – SE Analfabeto, sin estudios. E. PRI Educación primaria. Ciclo medio de EGB. EGB Ciclo superior de EGB FPI Formación profesional de primer grado. FPII Formación profesional de segundo grado. BACH COU, BUP o Bachillerato. U.C.C Universitario ciclo corto. U.C.L. Universitario ciclo largo. XV Jornadas de la Asociación de la Economía de la Educación 31 Mauro Mediavilla, Jorge Calero Cuando la matriz está configurada, se le pueden aplicar diversos indicadores para medir la movilidad, como el índice de inmovilidad, el de Bartholomew o el de Shorrocks que permiten la posterior comparación entre países2. La tabla 3 relaciona, mediante dos matrices superpuestas, el nivel educativo del padre y la madre con el nivel educativo de los hijos, sin distinción de sexo. En ella se observan dos tendencias muy significativas: la primera consiste en un incremento en las probabilidades de alcanzar un mayor nivel educativo por parte de los hijos ante un incremento en la educación de los padres y la segunda, que a medida que se incrementa el nivel educativo de los padres, se genera una brecha cada vez más amplia a favor de la madre en cuanto al impacto en las probabilidades educativas de los hijos. Un ejemplo de este segundo efecto se presenta en el nivel U.C.L., donde la brecha a favor de las madres llega a los once puntos porcentuales (66,02 % a 54,78 %), mientras que en niveles inferiores de escolaridad las diferencias eran menores. Tabla 3. Matriz de transición entre nivel educativo del padre/madre y sus hijos (en %) Nivel educativo hijos NEP/M A-SE E. PRI EGB FPI FPII BACH U.C.C. U.C.L. A-SE (P) 4,21 12,55 37,91 11,30 14,57 10,12 5,77 3,56 A-SE (M) 4,03 13,33 39,04 11,06 13,79 9,77 5,42 3,56 E. PRI (P) 0,86 4,43 24,37 10,89 17,81 16,54 12,71 12,40 E. PRI (M) 0,74 4,47 24,95 10,85 17,25 16,42 12,35 12,97 EGB (P) 0,38 2,48 17,91 9,44 17,14 18,01 15,72 18,92 EGB (M) 0,24 2,02 16,35 8,85 16,12 18,05 16,02 22,33 FPI (P) 0,40 2,58 18,38 9,59 17,27 17,97 15,52 18,30 FPI (M) 0,16 1,48 13,60 7,95 15,20 18,05 17,03 26,54 FPII (P) 0,17 1,35 12,55 7,67 15,36 18,16 17,91 26,83 FPII (M) 0,04 0,47 6,66 4,92 11,04 15,90 18,30 42,67 BACH (P) 0,15 1,23 11,88 7,41 15,05 18,10 18,15 28,03 BACH (M) 0,06 0,66 8,32 5,76 12,36 16,84 18,30 37,70 U.C.C. (P) 0,04 0,44 6,25 4,80 11,27 16,08 19,23 41,88 U.C.C. (M) 0,03 0,39 5,93 4,53 10,43 15,45 18,28 44,97 U.C.L. (P) 0,01 0,18 3,31 2,97 7,86 12,93 17,97 54,78 U.C.L. (M) 0,00 0,08 1,91 1,89 5,29 9,90 14,92 66,02 2 Una aplicación de los mismos en Checchi et al. (1999). 32 XV Jornadas de la Asociación de la Economía de la Educación Movilidad educativa en España. un análisis con datos del phogue NEP/M: nivel educativo padre/madre; A-SE: analfabeto, sin estudios; E. PRI: educación primaria, ciclo medio de EGB; EGB: ciclo superior de EGB; FPI: formación profesional de primer grado; FPII: formación profesional de segundo grado; BACH: incluye bachillerato, curso de orientación universitaria (COU) y el bachillerato unificado polivalente (BUP); U.C.C: universidad ciclo corto; U.C.L: universidad ciclo largo. Las columnas suman 100%. Después de calcular la matriz, se han elaborado una serie de indicadores de movilidad (véase tabla 4). El primero es el índice inmovilidad, definido como el cociente entre la suma de las probabilidades de la diagonal principal y la suma de la totalidad de las probabilidades de la matriz (en nuestro caso indica una alta movilidad relativa sin reflejar distinciones por género3). Los dos siguientes indicadores se refieren al sentido de la movilidad, que puede ser ascendente o descendente, dependiendo de si se realiza la suma de las probabilidades por encima o por debajo de la diagonal principal, respectivamente. En nuestro caso se observa una mayor movilidad ascendente, con un efecto acentuado en el caso de las madres. Tabla 4. Índices de movilidad aplicados a la matriz Padre – hijos Madre – hijos Índice de inmovilidad 0,1795 0,1812 Movilidad ascendente 489,75 526,81 Movilidad descendente 166,64 128,22 2,94 4,11 Relación ascendente / descendente Índice de inmovilidad: cociente entre la sumatoria de las probabilidades sobre la diagonal principal y la sumatoria de las probabilidades de toda la matriz. Movilidad ascendente: sumatoria de las probabilidades por encima de la diagonal principal. Movilidad descendente: sumatoria de las probabilidades por debajo de la diagonal principal. 4.3. Estimación vía regresión La aproximación más utilizada en este tipo de análisis es la regresión a la media con variables en logaritmos (doble-log) utilizando el modelo de Markov, presentado anteriormente, con lo cual se estima el cambio porcentual de Y(t) ante un cambio porcentual en Y(t-1). Además otros modelos se han empleado como la regresión MCO bietápica con variables instrumentales o las estimaciones con probit ordenado. 3 El grado de movilidad podría estar sobreestimado a causa de la cantidad de niveles educativos utilizados. XV Jornadas de la Asociación de la Economía de la Educación 33 Mauro Mediavilla, Jorge Calero La variable de logro educativo más usual son los años de escolaridad o el máximo nivel educativo alcanzado por el individuo, aunque también se ha utilizado la variable dicotómica con valor 1 si el hijo ha acabado la escolarización obligatoria (Björklund y Jäntti, 1997). En cuanto a las variables independientes, como regla general se inserta una variable educativa que hace referencia a los padres y alguna variable de control de padres e hijos, siendo la edad la generalmente utilizada. En nuestro análisis empleamos una regresión lineal (MCO) con las variables en logaritmo y como diferencias de la media con el objetivo de evaluar el impacto de la educación de los padres en la de sus hijos. Como variable dependiente se emplea la cantidad de años de escolarización de los hijos e hijas y entre las independientes, la educación del padre y la madre, utilizando la edad de padres e hijos como variables de control. Los resultados de esta aproximación (véase tabla 5) muestran que la educación de los padres influye positivamente en los años de educación de sus hijos y que este efecto se encuentra relacionado con el género, puesto que el impacto de la educación de los padres es mayor en los hijos y la educación de la madre influye más en la educación de las hijas. La interpretación de los coeficientes indica que, para el caso padres/hijos, un incremento de un 1 % en los años de educación de los padres incrementa, en promedio, en un 0,17 % la educación de los hijos. Con respecto a la edad, sólo resulta significativa la edad del padre en el caso de los hijos y en cuanto a la movilidad en general, el resultado indica una alta movilidad educativa, similar a la registrada en Sánchez (2004). 34 XV Jornadas de la Asociación de la Economía de la Educación Movilidad educativa en España. un análisis con datos del phogue Tabla 5. Análisis de regresión de la movilidad educativa Variable dependiente: años de educación de los hijos/hijas Coeficientes Hijos Hijas Años educación Padres Años educación Madres Edad Hijos Edad (Hijos)2 Edad Padre Edad (Padre)2 Edad Madre Edad (Madre)2 Constante 0,1705*** 0,1155*** (0,0207) (0,0237) 0,1288*** 0,1796*** (0,0229) (0,0262) 0,0303 0,0231 (0,0719) (0,0799) -0,0007 -0,0006 (0,0012) (0,0014) 0,0558** 0,0384 (0,0277) (0,0315) -0,0004* -0,0003 (0,0002) (0,0002) 0,0261 -0,0278 (0,0277) (0,0323) -0,0002 0,0002 (0,0002) (0,0003) -2,7602*** -0,6198 (1,0866) (1,2106) Las variables educativas están calculadas en logaritmos y como diferencia de la media. Errores Standard entre paréntesis. *** Significativa al 99 %; ** Significativa al 95 %; * Significativa al 90 %. N Prob > F 1239 / 943 0,000 / 0,000 XV Jornadas de la Asociación de la Economía de la Educación F (8, 1230)/ (8; 934) 2 R Ajustada 41,87 / 30,05 0,201 / 0,198 35 Mauro Mediavilla, Jorge Calero 5. Conclusiones Con este trabajo se plantea determinar el grado de movilidad educativa existente en España, es decir la posibilidad que ha tenido el individuo estudiado de modificar su recorrido educativo en relación a la generación que le ha precedido, utilizando los datos correspondientes a los ficheros de España del Panel de Hogares de la Unión Europea (PHOGUE). Tras el análisis empírico se pueden explicitar algunos patrones referidos a la movilidad educativa en España. El primero, de índole general, consiste en la presencia de una alta movilidad relativa, con una preponderancia de la movilidad ascendente; el segundo, en el impacto positivo de la educación de los padres/madres sobre la educación de sus hijos/as; el tercero, en la mayor relación existente entre padres e hijos de igual sexo. Como cuarta y última conclusión cabría mencionar que a mayor nivel educativo de los padres se genera y se amplia una brecha a favor de la madre en cuanto a las probabilidades educativas de los hijos. 6. Referencias bibliográficas Ayala, L. y Sastre, M. (2002). "La medición de la movilidad de ingresos: enfoques e indicadores", Revista de Economía Pública, 162:3, pp. 101-31. Behrman, J., Gaviria, A. y Székely, M. (2001). "Intergenerational Mobility in Latin America", Research Department Working Paper, Inter-American Development Bank, 452, pp. 38. Björklund, A. y Jäntti, M. (1997). "Intergenerational Income Mobility in Sweden Compared to the United States", American Economic Review, 87:5, pp. 1009-18. Black, S., Devereux, P. y Salvanes, K. (2003). "Why the Apple Doesn’t Fall Far: Understanding Intergenerational Transmission of Human Capital", Discussion Paper Series, IZA: 926, pp.47. Calero, Jorge y Escardíbul, J.O. (2005). 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