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Cuadro 10: Resultados con datos acumulados



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Cuadro 10: Resultados con datos acumulados pool 1985-2000*

(procedimiento de Heckman)



Regresión lineal


Total "pool"

Institución pública

Institución privada

Retorno en 1985-86

10.8%

9.5%

8.7%

Retorno en 1991

7.0%

6.0%

5.3%

Retorno en 1994

8.6%

7.2%

8.0%

Retorno en 1997

9.9%

8.5%

8.3%

Retorno en el 2000

8.3%

7.1%

7.0%

Premio-castigo a cohorte 1960+

-19.4%

-22.2%

-17.3% (n.s.)

Retorno adicional a cohorte 1960+

1.3%

1.8%

0.3% (n.s.)

* Todos los coeficientes son estadísticamente significativos, salvo referencia en contrario.

n.s. = Coeficiente no significativo. Fuente: Anexo 5.


3.2 Variables instrumentales
La correcta estimación de la ecuación de ingresos de Mincer y el retorno a la educación por el método de MICO depende crucialmente del supuesto de exogeneidad de la variable educación. Si, por el contrario, la educación fuera endógena, el estimador MICO de los retornos a la educación sería inconsistente. Se requeriría entonces de una metodología alternativa de variables instrumentales (VI) que permitan estimar consistentemente los retornos a la educación.
Supóngase por ejemplo que en el modelo empírico simplificado de ingresos de

Mincer:


LnE

= LnE 0 + rS + e


en el término de error (e) de la ecuación se encuentra la variable motivación o habilidad innata que no es observada por el econometrista en los datos. Ahora bien, el nivel de motivación o habilidad del individuo afecta tanto los años de educación (S) como el nivel de ingresos del individuo (LnE). Por ello, la variable educación (S) ya no es exógena en la regresión y técnicamente la varianza entre ella y el error, E(Se), no es cero. Por tanto el coeficiente de retornos a la educación no puede ser identificado correctamente con el procedimiento MICO.
El procedimiento de variables instrumentales consiste en encontrar una variable alternativa Z que cumpla con dos requisitos fundamentales: 1) que no esté correlacionada con el error (es decir que E(Ze) sea cero), y 2) que esté correlacionada con la variable S que va a reemplazar (es decir que E(ZS) sea

diferente de cero). En pocas palabras se debe buscar una variable alternativa Z que esté relacionada con los años de educación del individuo pero que no afecte sus ingresos11. Esta tarea no es fácil. Por ejemplo, se ha utilizado con frecuencia el nivel educativo de los padres como variable instrumental ya que suele estar correlacionada con el nivel educativo del individuo. Sin embargo, es difícil argumentar que la educación de los padres no tiene ningún efecto directo sobre el nivel de ingresos que logran sus hijos. Arias, Yamada y Tejerina (2004) han demostrado para Brasil que esto no es cierto: la posición económica y social que logran los padres gracias, entre otros factores, a su nivel educativo alcanzado, afecta las posibilidades de colocación laboral e ingresos de sus hijos.
Otra posibilidad de instrumentos a utilizarse son los llamados experimentos naturales”. Se trata de “tratamientos” relativamente aleatorios recibidos por grupos específicos de individuos, obteniéndose variaciones exógenas de los datos. Angrist y Krueger (1991) fueron pioneros en esta idea utilizando el trimestre de nacimiento como instrumento de los años de escolaridad en el entendido que los individuos que nacen a principios de año tendrían una escolaridad promedio menor debido a que alcanzan la edad mínima obligatoria de permanecer en la escuela antes que los demás (este precepto de edad mínima obligatoria no aplica en el caso peruano). La literatura indica que estos casos producen retornos a la educación consistentes pero válidos solamente para los grupos que han recibido el tratamiento.
Barceinas (2002) realiza una ingeniosa aplicación de variables macroeconómicas como instrumentos para los años de educación. Nosotros aplicamos su método para el caso de la ENAHO 2004. La lógica es la siguiente: el contexto macroeconómico puede afectar significativamente las decisiones individuales de escolaridad (ya sean autónomas o realizadas por los padres). Supongamos un entorno de crisis macro, la teoría económica nos diría que existen dos efectos contrapuestos ya que por el efecto precio, las menores remuneraciones potenciales en el mercado laboral inducirían a una permanencia mayor en la escuela. Sin embargo, por el efecto ingreso negativo, el empobrecimiento relativo empujaría a una mayor participación en el mercado laboral y a mayores índices de deserción escolar. Por tanto, la respuesta final sería empírica.
Esta potencial correlación entre el desempeño macro y la inversión en educación en momentos claves de la niñez y juventud del individuo permite utilizar al primer factor como instrumento del segundo. Asimismo, se puede argumentar que el desempeño macro en la niñez y juventud del individuo no afecta de manera directa los ingresos del individuo durante su adultez, por lo que resulta un instrumento adecuado. En la primera etapa del método VI se ha incluido a los PBI per cápita en tres momentos de la niñez del individuo (en su año de nacimiento, cuando tenía 6 años y cuanto tenía 11 años) como el mejor modelo empírico para reflejar este postulado, resultando estadísticamente

11 El método de estimación mismo actúa en dos etapas. En la primera se estima una ecuación cuya

variable dependiente es la variable endógena de la ecuación de ingresos (años de educación, por ejemplo). En la segunda se utilizan los valores predichos de la variable endógena como regresor en la ecuación de ingresos (Barceinas, 2002).

significativas las tres variables. El estimado corregido de los retornos a la educación en la segunda etapa del modelo VI, reportado en el Anexo 6. es de

8.5% lo que significa una reducción de algo menos de un quinto en el retorno comparado con el estimado MICO.





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