La persistencia educacional intergeneracional se define como el impacto que la educación de los padres tiene sobre la educación de sus hijos cuando éstos ya son adultos. Una forma de estimar la persistencia educacional intergeneracional es por medio de una regresión lineal entre educación del hijo en edad adulta y la educación que alcanzaron sus padres. En esa regresión, el coeficiente sobre la educación del padre/madre se interpreta como la persistencia educacional intergeneracional. A su vez, 1 menos ese coeficiente es una medida de movilidad intergeneracional en educación (van der Weide et al, 2024). En la medida que la persistencia educacional sea más alta, la movilidad intergeneracional es menor.
La ventaja de esta medición es que es simple de estimar. Además, los datos de educación a nivel individual y de los padres, están habitualmente disponible en encuestas de hogares. Estas preguntas además son poco ambiguas, lo que reduce errores de medición al ser datos autorreportados (Hertz et al., 2007).
La ecuación se puede estimar para distintas clasificaciones de edad. La literatura ha usado distintos grupos: individuos entre 29 y 32 años (Chetty et al.,2014), entre 35 y 38 años (Mitnik et al., 2015), entre otros. Comparar distintas muestras etarias permite analizar cómo ha evolucionado entre cohortes la persistencia educacional. Al análisis además se le pueden dar otros enfoques. Por ejemplo, centrarse en análisis por sexo del hijo (Celhay & Gallegos, 2015), enfoque geográfico dentro de un mismo país según actividades económicas o alcance geográfico global (Cortés et al., 2023; van der Weide et al, 2024).
En Chile, se puede estimar la persistencia educacional en base a ciertas rondas de la Encuesta de Caracterización Socioeconómica Nacional (CASEN) del Ministerio de Desarrollo Social. En particular, las rondas 2009, 2011, 2013, 2015, 2017 y 2022 incluyen preguntas para los jefes de hogar respecto a la educación de sus padres, así como también el perfil de educación completo del encuestado.
En resultados previos, Behrman et al. (2001) encuentra una alta persistencia en la transmisión de educación en países latinoamericanos en el rango de 0.5 y 0.7. A modo de referencia, Behrman et al. (2001) considera persistencia de 0.35 en Estados Unidos como comparación. Sus resultados indican baja movilidad en Brasil y Colombia y movilidad moderada en Perú y México. Utilizando datos de la Encuesta de Protección Social para el 2002, Celhay & Gallegos (2015) estiman persistencia educacional de 0.68 para generaciones mayores en Chile, con edad promedio de 59 años, y de 0.46 para generaciones más jóvenes, con edad promedio de 35 años. Esto indica que la movilidad intergeneracional en Chile ha aumentado.
Utilizando movilidad en ingresos (es decir, usando ingresos como variables dependiente y control), evidencia reciente para Chile muestra movilidad de ingreso con notorias diferencias entre quintiles (Asahi & Meneses, 2024). Cortés et al. (2023) encuentra que la movilidad por ingresos varía según regiones, siendo la región metropolitana la con mayor movilidad intergeneracional (medida por ingresos) y zonas extremas como Arica y Parinacota, Aysén, Atacama y Tarapacá la con menor movilidad; con rangos entre 0.12 (Arica y Parinacota) y 0.25 (Región Metropolitana).
En este artículo, se estima la persistencia intergeneracional en educación para dos cohortes de la CASEN (2009 y 2017) de manera de estudiar cómo ha evolucionado la movilidad intergeneracional en el Chile reciente. Para ello, se utiliza información de niveles de educación alcanzados por los jefes de hogar y sus padres. Se hace la distinción por el sexo del jefe de hogar (hombre y mujer) y por su edad desagregando los individuos en seis grupos entre 29 y 58 años.
La muestra de estimación se compone por individuos entre 29 y 58 años de edad en cada ronda, que sean jefes de hogar, con información respecto a la escolaridad individual y la de sus padres. Los años de escolaridad del padre se construyen a partir de la propia información reportada por los individuos. Porque la escolaridad se pregunta en categorías (nivel y cursos aprobados) la información se traspasa a años considerando el máximo nivel completo alcanzado por el padre, según lo reportado por los hijos. Notar que la muestra se construye independiente de la situación laboral de los individuos.
Los resultados principales se resumen en Tabla1 y gráficamente el coeficiente de persistencia en transmisión de educación para cada submuestra (por sexo y edad) se presentan en la Figura 1. Todos los modelos son significativos globalmente al 99% de confianza y como se esperaba, todos los coeficientes estimados son individualmente significativos al 99% de confianza. Para cada grupo etario, los coeficientes son estadísticamente distintos entre sexos (para una misma ronda) y entre rondas, para un mismo sexo.
Tabla 1: Persistencia en la transmisión intergeneracional de educación (padre-hijos) para CASEN 2009 y CASEN 2017 | |||||
Edad | Parámetro | CASEN 2009 | CASEN 2017 | ||
Hombre | Mujer | Hombre | Mujer | ||
29-33 | 0.33*** | 0.30***† | 0.27***¥ | 0.26***†¥ | |
(s.e.) | (0.01) | (0.02) | (0.01) | (0.02) | |
N [R2] | 2055 [0.244***] | 792 [0.235***] | 1861 [0.205***] | 1266 [0.181***] | |
34-38 | 0.36*** | 0.30***† | 0.33***¥ | 0.29***†¥ | |
(s.e.) | (0.01) | (0.02) | (0.01) | (0.02) | |
N [R2] | 2862 [0.233***] | 1128 [0.177***] | 2069 [0.244***] | 1431 [0.198***] | |
39-43 | 0.37*** | 0.27***† | 0.35***¥ | 0.30***†¥ | |
(s.e.) | (0.01) | (0.02) | (0.01) | (0.01) | |
N [R2] | 3674 [0.190***] | 1375 [0.120***] | 2350 [0.258***] | 1710 [0.203***] | |
44-48 | 0.38*** | 0.36***† | 0.36***¥ | 0.29***†¥ | |
(s.e.) | (0.01) | (0.02) | (0.01) | (0.01) | |
N [R2] | 4072 [0.192***] | 1494 [0.154***] | 2472 [0.238***] | 1891 [0.174***] | |
49-53 | 0.42*** | 0.41***† | 0.39***¥ | 0.32***†¥ | |
(s.e.) | (0.01) | (0.02) | (0.01) | (0.02) | |
N [R2] | 3982 [0.201***] | 1491 [0.180***] | 3109 [0.236***] | 2068 [0.171***] | |
54-58 | 0.50*** | 0.44***† | 0.42***¥ | 0.37***†¥ | |
(s.e.) | (0.02) | (0.03) | (0.01) | (0.02) | |
N [R2] | 3374 [0.214***] | 1401 [0.158***] | 2985 [0.253***] | 2047 [0.210***] | |
Notas: (a) Variable dependiente: años de educación del individuo. El modelo controla por años de educación del padre y una constante. (b) Errores estándares en paréntesis redondo. (c) † coeficientes estadísticamente distintitos al 99% de confianza para un mismo grupo etarios entre sexos para una misma ronda CASEN. (d) ¥ coeficientes estadísticamente distintos al 99% de confianza para una misma submuestra (grupo etaria-sexo) entre rondas CASEN. *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1. | |||||
Figura 1: Coeficientes estimados de persistencia en la transmisión intergeneracional de educación (padre-hijos) para CASEN 2009 y CASEN 2017 |
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Notas: (a) Coeficiente en círculos para muestra masculina y en cuadrado para muestra femenina. (b) Línea indica intervalo de confianza para cada coeficiente. |
Los principales resultados se comentan a continuación:
- La movilidad intergeneracional ha aumentado significativamente entre 2009 y 2017 para la mayoría de los grupos etarios y sexos.
- La única excepción al punto anterior, es para mujeres entre 39-43 años donde la persistencia en trasmisión de educación aumentó y por lo tanto la movilidad intergeneracional disminuyó entre 2009 y 2017.
- Se observan diferencias estadísticamente significativas en la movilidad intergeneracional entre hijos e hijas. Persistentemente, mujeres tienen peor movilidad intergeneracional que los hombres. Esto para todos los grupos etarios. A pesar de lo anterior, hay cambios mayores para ciertos grupos de edades de mujeres versus que para hombres.
Referencias
Asahi, K., & Meneses, F. (2024). Intergenerational Mobility in Chile: A year-to-year analysis of a national cohort of students. Accepted for publication at Research on Economic Inequality, 21. Forthcoming.
Behrman, J. R., Gaviria, A., Székely, M., Birdsall, N., & Galiani, S. (2001). Intergenerational mobility in Latin America. Economia, 2(1), 1-44.
Celhay, P., & Gallegos, S. (2015). Persistence in the transmission of education: evidence across three generations for Chile. Journal of Human Development and Capabilities, 16(3), 420-451.
Chetty, R., Hendren, N., Kline, P., & Saez, E. (2014). Where is the land of opportunity? The geography of intergenerational mobility in the United States. The Quarterly Journal of Economics, 129(4), 1553-1623.
Hertz, T., Jayasundera, T., Piraino, P., Selcuk, S., Smith, N., & Verashchagina, A. (2008). The inheritance of educational inequality: International comparisons and fifty-year trends. The BE Journal of Economic Analysis & Policy, 7(2).
Mitnik, P., Bryant, V., Weber, M., & Grusky, D. B. (2015). New estimates of intergenerational mobility using administrative data. Statistics of Income working paper. Washington: Internal Revenue Service.
Orihuela, J. C., Díaz, J. D., Cubillos, P. G., Montecinos, A., Troncoso, P. A., & Villarroel, G. I. (2023). Decentralizing the Chilean miracle: regional intergenerational mobility in a developing country. Regional Studies, 57(5), 785-799.
van der Weide, R., Lakner, C., Mahler, D. G., Narayan, A., & Gupta, R. (2024). Intergenerational mobility around the world: A new database. Journal of Development Economics, 166, 103167
