¿Más tiempo en el colegio siempre es mejor? : efectos de un aumento en la duración de la jornada escolar sobre la deserción

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(1)PONTIFICIA UNIVERSIDAD CATOLICA DE CHILE INSTITUTO MAGISTER EN. DE ECONOMIA ECONOMIA. TESIS DE GRADO MAGISTER EN ECONOMIA Galilea, Izquierdo, Manuel Diciembre, 2014.

(2) PONTIFICIA UNIVERSIDAD CATOLICA DE CHILE INSTITUTO MAGISTER EN. DE ECONOMIA ECONOMIA. ¿Más tiempo en el colegio siempre es mejor?: Efectos de un aumento en la duración de la jornada escolar sobre la Deserción. Manuel Galilea Izquierdo. Comisión Constanza Fosco, Tomás Rau. Santiago, diciembre de 2014.

(3) ¿Más tiempo en el colegio siempre es mejor?: Efectos de un aumento en la duración de la jornada escolar sobre la deserción. Manuel Galilea⇤ Diciembre 2014. Resumen En el año 1996 el gobierno chileno empezó a implementar el programa de Jornada Escolar Completa que aumentó la duración de las jornadas escolares en un 30% en promedio. Esta tesis utiliza la implementación gradual de este programa para intentar encontrar efectos causales de la duración de las jornadas escolares sobre la deserción escolar.. La estrategia de identificación utilizada es un panel sintético en base a observaciones transversales repetidas utilizando las encuestas CASEN y datos administrativos del ministerio de educación. Se intentan estimar efectos causales del programa utilizando las diferencias en la intensidad de implementación de la reforma a través de las diferentes comunas de Chile.. Los resultados encontrados indican que la reforma aumentó la probabilidad de deserción para los jóvenes en un 1,8% aunque este efecto está limitado para zonas rurales. Este efecto es económicamente significativo y significa una elasticidad del 22%. Se encuentra también que la reforma incentivó la deserción solamente para los individuos de ingresos medios.. ⇤ Tesis. para optar al grado de Magı́ster en Economı́a, Pontificia Universida Católica de Chile. Agradezco a. los profesores de mi comisión de tesis Constanza Fosco y Tomas Rau por sus aportes y comentarios durante el desarrollo de este trabajo. Cualquier error u omisión es responsabilidad del autor. Comentarios y sugerencias a mgalile1@uc.cl.. 1.

(4) 1. Introducción. La deserción escolar sigue siendo un problema importante para los sistemas educativos de los paı́ses en desarrollo. De acuerdo a cifras de la CEPAL en America Latina un 24% de los jóvenes en edad de asistir a educación secundaria no lo hacı́a en el año 2010. Las cifras para Chile son algo mejores y alcanzan un 16%, justo en el promedio de los paı́ses de la OCDE.. Existen importantes costos sociales asociados a la deserción escolar.. Por un lado, la de-. serción implica trabajadores con menores niveles de capital humano lo que afecta al crecimiento económico (Barro 1991; Hanushek y Kimko 2000; Hanushek y Woessmann 2012). Por otro lado, aumenta la carga de los sistemas de seguridad social debido a que la deserción está correlacionada con mayores tasas de desempleo y de encarcelamiento (Sum et al 2009). Por último existen costos privados asociados a la deserción. Estos tienen que ver con la relación positiva entre el ingreso laboral y años de escolaridad encontrada para diferentes paı́ses (e.g Duflo 2001; Patrinos y Sakellariou 2005 para Venezuela ; Patrinos y Sakellariou 2011; Rau 2013 para Chile).. Desde un punto de vista económico un estudiante decide desertar del colegio cuando percibe que los beneficios asociados a seguir asistiendo son menores que su costo alternativo. Bajo esta idea existe una lı́nea de literatura empı́rica que se ha propuesto encontrar los determinantes de la deserción escolar utilizando caracterı́sticas del estudiante que reflejen su costo alternativo y su beneficio esperado de asistir a un centro educativo (Beyer 1998; Sapelli y Torche 2004; Santos 2009).. Una caracterı́stica del sistema educativo que puede tener efectos sobre la decisión de desertar es la duración de la jornada escolar. Si el estudiante debe pasar muchas horas en el centro educativo no tendrá tiempo para realizar otras actividades y si tiene un costo alternativo de su tiempo relativamente alto, jornadas escolares más largas pueden incentivar la deserción escolar. (Levin 1984; Rasberry 1992). Por otro lado, la literatura empı́rica ha encontrado relaciones de causalidad entre duración de jornadas escolares y resultados de pruebas estandarizadas (Bellei 2009; Cerdan-Infantes y Vermeersh 2007). Esto indica que probablemente existe una relación causal también con los beneficios percibidos de asistir al colegio .. Existen entonces argumentos teóricos que apoyan tanto una relación positiva como una negativa entre la duración de jornada escolar y la deserción escolar. Este trabajo aportará en esta discusión al estimar empı́ricamente la magnitud de esta relación para Chile.. Para estimar la relación entre duración de la jornada escolar y la deserción escolar se utiliza la introducción del programa de Jornada Escolar Completa (JEC de ahora en adelante). Este programa aumentó de manera considerable la duración de la jornada escolar para la mayorı́a de los estudiantes del sistema educativo chileno. Antes de la introducción de JEC el sistema. 2.

(5) educativo chileno funcionaba mayoritariamente con colegios de doble turno, es decir, habı́a un grupo de alumnos que asistı́a al colegio durante la mañana y otro grupo de alumnos asistı́a en la tarde. El objetivo del programa fue forzar a que los colegios funcionasen con un sólo turno más largo en lo que se conoce como jornada completa. Debido a que los colegios en muchos casos necesitaban realizar inversiones en infraestructura, la implementación de este programa fue gradual a través de las distintas comunas del paı́s. Se utilizará esta gradualidad en la implementación para intentar encontrar efectos causales de la introducción de jornadas escolares completas sobre la deserción.. La estrategia de identificación de este trabajo considera la introducción de JEC como un tratamiento y se utiliza el porcentaje de colegios que habı́an adherido a JEC dentro de una comuna como la intensidad de tratamiento al que está expuesto un individuo que habita dicha comuna. El principal supuesto detrás de esta estrategia de identificación es que la oferta educativa relevante para cada individuo son los colegios que se ubican en su comuna de residencia. Este supuesto puede ser problemático en la medida en que los jóvenes asistan a colegios ubicados fuera de su comuna de residencia. Para analizar si la migración entre comunas está contaminando los resultados encontrados se compara la estabilidad de estos entre submuestras que incluyen comunas con diferentes tasas de movilidad intercomunal para asistir al colegio.. La introducción de JEC a través de las comunas del paı́s no fue aleatoria. Los criterios seguidos por el gobierno para asignar fondos destinados a la implementación del programa teóricamente favorecı́an a colegios ubicados en comunas más pobres y rurales. Sin embargo, se encuentra que en la práctica la introducción del programa solamente estuvo correlacionada significativamente con el tamaño de la población de la comuna. Esto refuerza la idea de que el programa entrega variabilidad de naturaleza cuasi-experimental (Bertheleon y Kruger 2011). La posibilidad de que exista un sesgo es discutida y controlada al analizar la estabilidad de los estimadores para diferentes especificaciones de la estrategia de identificación.. Para la estrategia de identificación se construye un panel sintético en base a observaciones transversales repetidas. En este se relaciona la probabilidad de que un joven deserte con la intensidad de tratamiento JEC al que está expuesto. Para ello se utilizan las encuestas Casen de los años 1990-2009 y datos administrativos del MINEDUC.1. Este trabajo encuentra que la probabilidad de que un joven deserte aumentó en casi un 2% con la introducción de la Jornada Escolar Completa para los habitantes de zonas rurales. Este efecto es económicamente significativo e implica una elasticidad de un 22%. Adicionalmente se encuentra que el programa aumentó la deserción escolar solamente para jóvenes que pertenecı́an a niveles de ingreso medio. No se encuentran efectos significativos sobre los jóvenes que vivı́an en zonas urbanas o que tenı́an niveles de ingreso muy altos o muy bajos. 1 Ministerio. de Educación chileno.. 3.

(6) Por último al analizar las razones subjetivas que entregan los jóvenes para no asistir al colegio se puede concluir que la aplicación de JEC aumentó en forma significativa la probabilidad de que un joven de un lugar rural deserte para ayudar en actividades relacionadas con el cuidado del hogar. Hay razones para pensar que la ayuda en el hogar en un entorno rural incluye el trabajo en recursos agrı́colas que son propiedad del hogar. No se encuentra un efecto estadı́sticamente significativo sobre la probabilidad de que se deserte para incorporarse al mercado laboral fuera del hogar.. Esta Tesis se inscribe dentro de la literatura que analiza los efectos de jornadas escolares más largas. Existe una serie de trabajos que estudian cómo la introducción de JEC afectó diferentes resultados. (Valenzuela 2005 ; Bellei 2009 ; Contreras et al. 2010 ; Bertheleon y Kruger 2011) Dentro de esta literatura solamente el trabajo de Pires y Urzúa (2010) analizó la deserción, sin embargo, ese trabajo no logra identificar el efecto de la introducción de JEC sobre la deserción escolar. Las diferencias serán discutidas con más detalle en la revisión de la literatura.. 2. El contexto chileno. El sistema educativo en Chile funciona como una combinación entre educación pública y privada. Desde el año 1981 los colegios públicos son financiados parcial o totalmente por el Estado mediante un sistema de vouchers. La principal caracterı́stica del sistema es que entrega a los padres la libertad de elegir el colegio que deseen para sus hijos.. El sistema cuenta con tres tipos de colegios, los municipales, los particulares subvencionados y los privados. Existen importantes diferencias en la forma en que se financian y en su administración. El Estado entrega un monto de dinero fijo a cada colegio municipal o particular subvencionado según la cantidad de alumnos que están matriculados en ellos. Este monto se llama subvención escolar y es la caracterı́stica que hace que el sistema educativo chileno pueda ser entendido como un sistema de vouchers.. Los colegios municipales son colegios públicos financiados ı́ntegramente por el Estado y administrados por las municipalidades.2 Su principal fuente de financiamiento es la subvención escolar (vouchers) pero en caso de necesidad pueden recibir fondos discrecionales de parte de las municipalidades que los administran (Sapelli y Vial 2002). Los colegios particulares subvencionados son colegios públicos3 financiados en parte por el Estado. Estos colegios están autorizados a cobrar un copago a sus alumnos para obtener recursos adicionales y son administrados por corporaciones 2 Una 3 En. municipalidad en Chile corresponde al gobierno local de una comuna. Chile los colegios son considerados públicos si reciben fondos del Estado, entonces pueden existir colegios. que a la vez sean públicos y particulares subvencionados. 4.

(7) privadas.4 Por último los colegios privados no reciben ningún tipo de financiamiento de parte del estado y tı́picamente son financiados por el cobro de mensualidad a los alumnos.. La matrı́cula de los colegios particulares subvencionados es la que más ha crecido en los últimos años. Mientras que en el año 1990 aproximadamente un 30% de los jóvenes entre 14 y 17 años asistı́a a un colegio privado subvencionado, en el 2009 este porcentaje habı́a aumentado hasta un 45%. El Gráfico 1A del anexo ilustra la evolución de las matriculas relativas para los tres tipos de colegios.. En el año 1996 se implementa una reforma educacional destinada a favorecer la calidad de la educación y la igualdad de oportunidades educativas en Chile. Entre las medidas adoptadas por esta reforma destaca la implementación del programa de Jornada Escolar Completa (JEC). Este programa aumentó en un promedio de 30% el tiempo que pasan los estudiantes en los centros educativos.. Antes de la introducción de JEC todos los colegios tenı́an la libertad de elegir qué tipo de jornadas escolares ofrecer. Los colegios entonces debı́an elegir si ofrecer educación con jornada escolar completa o con jornada escolar parcial. Tı́picamente los colegios que ofrecı́an jornada escolar parcial funcionaban en doble turno, esto es, un turno de estudiantes asistı́a al colegio en la mañana y luego un turno distinto asistı́a en la tarde.. En la práctica, la mayorı́a de los colegios funcionaban como un colegio de doble turno. Posiblemente la razón de esto es que este tipo de colegios permitı́a entregar educación a un mayor número de estudiantes con los mismos recursos fı́sicos y de personal que un colegio que funcionaba con jornada escolar completa. Este tipo de jornadas eran entonces una buena herramienta para aumentar la cobertura escolar.. El Gráfico 1 presenta el porcentaje de alumnos para cada tipo de colegio que asistı́a a jornada completa para el perı́odo 1992-2009.5 Se observa que estos porcentajes han cambiado fuertemente en las últimas dos décadas. Los colegios privados siempre fueron los más propensos a ofrecer jornada escolar completa, de esa forma casi un 17% de los alumnos que asistı́an a un colegio privado tenı́an jornada completa para el año 1992 y para el año 2009 más de un 85%. El gran aumento en la oferta de jornadas escolares completas se inició desde el año 1996 en adelante y coincide con la aplicación del programa de JEC. Es importante notar que el programa JEC solo incluı́a a los colegios particulares subvencionados o municipales. De esta forma, el aumento en la oferta de jornadas escolares completas por parte de colegios privados no es directamente atribuible a la introducción de este programa, aunque es posiblemente un efecto indirecto ya que 4 Para 5 El. diciembre de 2014 estas corporaciones podı́an ser con fines de lucro o sin fines de lucro Gráfico 1 no puede ser realizado para los años 1990-2009 debido a que la encuesta Casen 1990 no entrega. información sobre el tipo de jornada al que asiste cada estudiante.. 5.

(8) los colegios privados deben competir con los otros tipos de colegios para atraer a los estudiantes. Si los estudiantes valoran la oferta de jornada escolar completa lo óptimo para los colegios privados es empezar a ofrecerla si los colegios de la competencia la ofrecen.. Gráfico 1. 0. .2. % .4. .6. .8. Porcentaje de matricula con jornada completa.. 1990. 1995. 2000 año. Colegio Privado Municipal. 2005. 2010. Privado Subvencionado. Tasas calculadas para jóvenes entre 14 y 17 años. Fuente: Elaboración propia con encuestas Casen 1992-2010. La reforma JEC implicó un aumento considerable en el tiempo que los estudiantes pasan en el colegio. El aumento en la duración de la jornada escolar varió según el nivel de enseñanza. Para educación básica (primaria) se pasó de 30 a 38 horas pedagógicas semanales y para la educación media (secundaria) se pasó de 33 a 38 horas para primero y segundo medio y de 36 a 42 para tercero y cuarto medio. En términos anuales se agregaron para la educación secundaria hasta 261 horas de clase extras al año.. La introducción de JEC significó una fuerte inversión del Estado que se justificaba por dos razones. (i) Mejorar el rendimiento académico debido a que se reconoce que la cantidad de tiempo que utilizan los alumnos en la sala está en directa relación con la cantidad aprendida. (ii) Lograr más equidad en la educación debido a que JEC favorece sobre todo a los alumnos vulnerables y en riesgo social o educativo (Garcı́a-Huidobro y Concha 2009).. Los costos para el Estado de la implementación de JEC se pueden dividir en dos partes: (i) los costos operacionales que están relacionados con el mayor costo en personal y con otros costos variables que significa aumentar la cantidad de horas que pasa un alumno en el colegio, de esta forma los colegios que implementaron JEC aumentaron su subvención escolar en un 40% por alumno; y (ii) los costos de infraestructura que tenı́an relación con la necesidad de aumentar la capacidad de los colegios de recibir a más alumnos durante el dı́a. Debido a que en muchas ocasiones los colegios tenı́an que recibir al doble de alumnos que antes estos costos fueron considerables. Adicionalmente los colegios tenı́an que invertir en infraestructura para entregar almuerzo a los jóvenes (Valenzuela 2005).. 6.

(9) 2.1. La implementación de JEC. La implementación del programa de Jornada Escolar Completa en distintos colegios estuvo determinada por la necesidad de infraestructura de cada colegio. De esta forma los colegios que funcionaban con un solo turno fueron los primeros en entrar al programa JEC debido a que no tenı́an ningún tipo de necesidad de infraestructura.. Los colegios que tenı́an necesidades de construir infraestructura debı́an postular a préstamos de parte del gobierno central. Este asignaba fondos a los distintos colegios mediante un sistema competitivo. Debido a que el gobierno central no podı́a financiar simultáneamente los planes de infraestructura de todos los colegios se estableció un sistema de prioridades que se basaba en dos criterios: (i) se asignaban fondos antes a proyectos que beneficiasen a estudiantes más vulnerables y de más bajo nivel socioeconómico, (ii) se asignaban fondos a proyectos más baratos en términos de costo en infraestructura por alumno. Independientemente de los préstamos del gobierno central, los colegios podı́an obtener fondos para financiar ampliaciones de infraestructura de parte de los gobiernos regionales o las municipalidades (Valenzuela 2005).. Las caracterı́sticas de las reglas de acceso a JEC hicieron que la implementación de este programa fuese heterogénea a través de las distintas unidades administrativas de Chile. La Tabla 1 presenta el porcentaje de colegios públicos que entregan enseñanza media adscritos a JEC a través del tiempo para cada región de Chile. Se observa que los porcentajes de colegios con JEC varı́an ampliamente a través de las 13 regiones.6 Las regiones que más rápidamente adoptaron JEC fueron las regiones de Aysén y La Araucanı́a, con un 67% y un 48% de sus colegios funcionando con jornada escolar completa para el año 1998 respectivamente. Posiblemente esto se deba a que tienen un mayor número de colegios rurales y por lo tanto los costos de infraestructura no fueron tan altos o bien muchos funcionaban desde antes con un solo turno. La Región Metropolitana fue la región con menos intensidad de implementación en Chile. Recién en 2003 alcanzó un 50% de colegios funcionando con JEC. Es muy probable que los costos de infraestructura sean más altos en esta región que en el resto debido a su carácter urbano. Adicionalmente los colegios de esta región necesitaban mayor inversión en infraestructura debido a que la mayorı́a de estos funcionaba con doble turno.. 6 Hasta. el año 2006 el territorio chileno estaba dividido en 13 regiones, la región es la unidad administrativa. más grande y cada región está compuesta de muchas comunas.. 7.

(10) Tabla 1: Implementación de JEC a través de las Regiones Región. 1998. 2000. 2003. 2006. 2009. Tarapacá. 0.12. 0.28. 0.83. 0.75. 0.94. Antofagasta. 0.31. 0.43. 0.71. 0.90. 0.92. Atacama. 0.47. 0.49. 0.80. 0.82. 0.83. La Serena. 0.22. 0.30. 0.72. 0.95. 0.94. Valparaı́so. 0.18. 0.39. 0.68. 0.79. 0.85. O’Higgins. 0.15. 0.44. 0.60. 0.80. 0.87. Maule. 0.22. 0.34. 0.69. 0.70. 0.81. Bı́o Bı́o. 0.14. 0.23. 0.61. 0.83. 0.88. Araucanı́a. 0.48. 0.50. 0.79. 0.91. 0.96. Los Lagos. 0.33. 0.44. 0.75. 0.91. 0.97. Aysén. 0.67. 0.90. 1.00. 0.99. 1.00. Magallanes. 0.26. 0.65. 0.79. 0.98. 0.98. Metropolitana. 0.19. 0.36. 0.55. 0.77. 0.81. Total. 0.24. 0.38. 0.68. 0.83. 0.88. Fuente: Elaboración propia con datos administrativos MINEDUC. Este trabajo aprovecha la variabilidad en la implementación de JEC a través de las comunas. Estas son unidades administrativas más pequeñas que las regiones y aproximadamente equivalen a los condados en Estados Unidos. Chile actualmente está dividido en 346 comunas. Al igual que en el caso de las regiones la implementación del programa a través de las comunas tuvo una importante heterogeneidad. Para el año 1998 aproximadamente un 50% de las comunas no habı́an comenzado a aplicar el programa y solamente un 10% de las comunas lo habı́a aplicado en todos sus centros educativos, el resto de las comunas habı́a aplicado el programa pero no en todos los colegios. Para el año 2009 solamente un 1% de las comunas no tenı́a colegios con JEC y el porcentaje de comunas que habı́a aplicado el programa en todos sus colegios superaba al 70%. En los Gráficos 2A del anexo se presentan histogramas que muestran como fue la aplicación de JEC a través de las comunas para cada año.. Las reglas de asignación de los fondos de infraestructura permiten argumentar que la introducción de JEC fue un cuasi-experimento natural (Bertheleon y Kruger 2011). Es decir, no fue totalmente aleatoria pero al entregar variabilidad temporal y espacial en la intensidad de la introducción permite identificar efectos causales entre el programa y la deserción escolar. La discución sobre la posibilidad de que se produzca un sesgo en las estimaciones será pospuesta hasta que se presente la estrategia empı́rica. Un efecto importante de la introducción de JEC es que obligaba a que muchos alumnos se quedasen a almorzar en los colegio. El sistema educativo chileno otorga raciones alimenticias de forma gratuita a algunos alumnos mediante el Programa de Alimentación Escolar (PAE de ahora 8.

(11) en adelante). Las raciones son entregadas por el ministerio. 7. según criterios socioeconómicos y. de vulnerabilidad (McEwan 2013). Las raciones entregadas por PAE pueden consistir en almuerzos, desayunos o ambas. Estas raciones son asignadas a nivel de colegio y luego a nivel de alumnos privilegiando a los alumnos más vulnerables. Esto implica que dentro de algunos colegios los alumnos de menores ingresos reciben raciones y el resto debe llevar sus propios alimentos.. Antes de la implementación de JEC, PAE solo estaba disponible para los estudiantes de enseñanza básica. Desde el año 1997 en adelante se extiende PAE para la enseñanza media. En el Gráfico 2 se muestra el porcentaje de jóvenes que declaró recibir algún tipo de alimentación gratuita en su colegio para el perı́odo 1992-2009. Para ilustrar la relación entre ingreso de los hogares y asignación de raciones se ha separado la muestra por quintiles de ingreso per cápita.. Gráfico 2. Porcentaje de alumnos que delacran recibir alimentación. 0. .2. % .4. .6. .8. Separado por quintiles de ingreso per cápita. 1990. 1992. 1994. 1996. 1998. 2000 Año. Quintil 1 Quintil 3 Quintil 5. 2002. 2004. 2006. 2008. 2010. Quintil 2 Quintil 4. Tasas calculadas para jóvenes entre 14 y 17 años. Fuente: Elaboración propia con encuestas Casen 1992-2010. Del Gráfico 2 se puede concluir que la implementación de PAE junto con JEC en enseñanza media aumentó la provisión de alimentos para los jóvenes independientemente del quintil de ingreso en el cual se encontrasen.8 Por otro lado se observa que el programa beneficia desproporcionadamente a los alumnos que son relativamente más pobres, lo que es consistente con los criterios de asignación de PAE (Vial et al. 1991; Kain et al. 2002; McEwan 2013). 7 La. alimentación es entregada por la Junta Nacional de Auxilio Escolar y Becas (JUNAEB) una unidad. independiente del Ministerio de Educación chileno. 8 Nótese que existen programas de alimentación escolar adicionales a PAE, cada colegio puede elegir independientemente entregar de forma gratuita alimentos a sus alumnos, en caso de hacerlo estos alimentos son pagados con fondos del colegio. 9.

(12) 2.2. La deserción escolar en Chile. Este trabajo utilizará como métrica de deserción la tasa de prevalencia de deserción del sistema regular.9 Esta tasa mide la proporción de jóvenes que, sin haberse graduado del sistema regular, no asisten a un centro educativo en un perı́odo dado (MINEDUC 2013). Se considera que un joven es un desertor del sistema regular si cumple con tres requisitos: (i) no asiste a un centro educativo, (ii) tiene entre 14 y 17 años, (iii) no se ha graduado de educación media (secundaria). Es importante notar que existe una diferencia entre un desertor del sistema regular y un desertor global. Un desertor global es un individuo que, habiendo desertado del sistema regular, nunca termina la enseñanza media. Un desertor del sistema regular puede terminar su educación secundaria estudiando en una escuela para adultos o reintegrándose a la educación regular.. El Gráfico 3 a continuación muestra la tasa de deserción desde el año 1990 dividido entre zonas rurales y urbanas. Se observa que la tasa de deserción ha disminuido considerablemente en los últimos 20 años, especialmente para los sectores rurales en donde la tasa ha sido históricamente más alta. Para el año 2010 se observa cierta convergencia urbano-rural.. Gráfico 3. .1. .2. .3. .4. .5. Tasa de Deserción Jovenes. 1990. 1995. 2000 agno Zona Urbana. 2005. 2010. Zona Rural. Tasas calculadas para jóvenes entre 14 y 17 años. Fuente: Elaboración propia con encuestas Casen 1990-2010. La asistencia a la educación media en Chile era opcional hasta el año 2003, desde ese año en adelante la educación media pasó a ser obligatoria y el Estado está obligado a asegurar el acceso de forma gratuita para todos los estudiantes. La consecuencia de esto fue la implementación del programa de subvención pro-retención. Este programa significa que el estado destina recursos adicionales para garantizar que los estudiantes no deserten. Mediante la subvención pro-retención se entrega una subvención adicional por alumno que es retenido dentro del sistema educacional. El monto de esta subvención adicional es fijado todos los años y para el 2010 alcanzaba los $112.000 anual por cada alumno vulnerable de primero y segundo medio que no deserte.10 Los colegios deben utilizar estos montos adicionales para garantizar la retención de los alumnos. La 9 De 10 Los. ahora en adelante tasa de deserción se referirá a tasa de prevalencia de deserción del sistema regular. alumnos de tercero y cuarto medio reciben una subvención mayor.. 10.

(13) asignación de estos fondos no estaba relacionada con la implementación de JEC. Un informe de DIPRES (2011) encuentra que estos fondos se utilizan sobre todo en actividades no-académicas como ofrecer transporte escolar gratuito.. La mayorı́a de las deserciones en Chile ocurren dentro del rango de edad considerado en este trabajo (entre los 14 y los 17 años). El Gráfico 4 muestra las tasas de deserción por edad, se observa que los 15 años serı́an una edad crı́tica para la decisión de dejar de asistir al colegio, probablemente esto se deba a que esa edad coincide con el término de la enseñanza básica en Chile (Santos 2009). Por otro lado se observa también que la deserción es creciente en la edad para el rango relevante para este trabajo.. Gráfico 4. .05. .1. % .15. .2. .25. Tasa de deserción por edad.. 7. 8. 9. 10. 11. 12 Edad. 13. 14. 15. 16. 17. Tasas calculadas para jóvenes entre 7 y 17 años. Fuente: Elaboración propia con encuestas Casen 1990-2010. 3. Revisión de la literatura. 3.1. Literatura sobre extensión de la Jornada Escolar. La literatura que intenta encontrar relaciones causales entre la duración de la jornada escolar y algún resultado muchas veces sufre de limitaciones metodológicas.(Bellei 2009) La limitación más importante tiene que ver con el hecho de que los alumnos eligen la jornada escolar a la que van a asistir y por lo tanto pueden existir caracterı́sticas inobservables que afecten a la vez la elección del tipo de jornada y el resultado a analizar, esto genera el clásico problema de endogeneidad que produce sesgo en los estimadores.. Este problema implica que simplemente comparar alumnos que asistieron a un colegio de media jornada con aquellos que asistieron a uno de jornada completa probablemente no logrará estimar el efecto real. Para poder superar este problema los investigadores pueden utilizar una variación exógena en la duración de las jornadas escolares generada por algún tipo de programa o regulación.. 11.

(14) A pesar de estas limitaciones metodológicas existe una amplia literatura sobre efectos de la extensión de la jornada escolar que se ha concentrado principalmente en estimar los efectos sobre los rendimientos académicos. Sin embargo la mayorı́a de estos estudios no permiten establecer relaciones causales robustas debido a cambios en las duraciones muy pequeños y confinados solo a algunos colegios de forma no aleatoria lo que dificulta encontrar buenos grupos de control. La evidencia disponible indica que jornadas escolares más largas tendrı́an un efecto pequeño sobre el rendimiento acedémico y este efecto serı́a mayor para los alumnos con bajo rendimiento.11. Algunos paı́ses han aplicado polı́ticas públicas que significan aumentos considerables en la duración de la jornada escolar y que se extienden para un número relativamente grande de colegios. Estos cambios regulatorios permiten establecer relaciones causales robustas al entregar variabilidad cuasi-experimental.. El trabajo de Cerdan-Infantes y Vermeersch (2009) analiza la introducción del programa de escuelas a tiempo completo en Uruguay. Este programa se inició en 1996 y estaba enfocado únicamente a las escuelas más vulnerables de ese paı́s. Se aumentaba al doble la duración de las jornadas escolares y venı́a acompañado de una mayor asignación de recursos a esas escuelas. Los autores realizan propensity score matching utilizando como control a alumnos de colegios que no recibieron el programa y encuentran que el programa mejoró los resultados de pruebas estandarizadas en 0.063 desviaciones estándar para matemáticas.. Por otro lado en Colombia el trabajo de Diana Hincapié (2014) se concentra en analizar cómo cambian los puntajes de pruebas estandarizadas cuando los colegios pasan de ser de jornada parcial a jornada completa. La autora argumenta que este cambio es decidido a nivel municipal y por lo tanto podrı́a ser exógeno. Observando los resultados de los colegios antes y después de que implementen la jornada completa la autora identifica un aumento en 0.1 desviaciones estándar los puntajes de pruebas estandarizadas asociado con la introducción de la jornada completa. Las ganancias en rendimiento académico son mayores para los alumnos de menor nivel socioeconómico. Sin embargo no queda claro que la elección de aplicar jornada escolar completa no sea endógena lo que podrı́a comprometer los resultados encontrados.. Para Chile existen estudios que analizan el impacto de la introducción del programa JEC sobre resultados académicos. La tesis doctoral de Valenzuela (2005) realiza diferencias en diferencias a nivel de colegio y de comuna. Este trabajo encuentra efectos positivos robustos de la introducción de JEC sobre resultados SIMCE.12 Estos efectos son bajos en magnitud y son más grandes para los estratos socioeconómicos más bajos. 11 El. trabajo de Patall et al. (2010) realiza una amplia revisión de la evidencia para Estados Unidos. es una prueba estandarizada que mide el nivel de conocimientos en lenguaje y matemáticas de los. 12 SIMCE. estudiantes chilenos en diferentes cursos.. 12.

(15) El trabajo de Bellei (2009) trabaja con diferencias en diferencias a nivel de alumnos y encuentra efectos positivos robustos del programa del orden de 0.07 desviaciones estándar de la prueba SIMCE. Los efectos son mayores para colegios rurales y para los alumnos que tenı́an mejor rendimiento antes de la introducción del programa. De esta forma JEC no solo aumenta los resultados académicos sino que también aumenta la dispersión de estos.. Es importante notar que bajo el supuesto de que los alumnos valoran la cantidad de conocimientos que adquieren en el colegio, si el programa JEC aumenta los puntajes SIMCE de los alumnos aumentan también las ganancias esperadas de asistir a un colegio. Esto entrega motivos para pensar que la introducción de JEC afectará negativamente la deserción escolar. Por otro lado el trabajo de Bellei (2009) encuentra que las ganancias de la aplicación del programa son crecientes en el rendimiento del alumno, es decir, el programa es menos efectivo en aumentar los puntajes SIMCE de los alumnos de bajo rendimiento. Debido a que los alumnos de bajo rendimiento son los más propensos a desertar esto disminuye la magnitud del potencial efecto negativo de la introducción de JEC sobre la deserción.. Existen otros trabajos que analizan el efecto de JEC sobre otros resultados en Chile. El trabajo de Bertheleon y Kruger (2011) encuentra utilizando un panel que en comunas donde se aplicó JEC con más intensidad disminuyeron los embarazos adolecentes y la criminalidad. El canal por el cual JEC puede disminuir estos comportamientos riesgosos es que los jóvenes tengan menos tiempo libre o más conocimiento de los riesgos asociados a estas actividades. Por otro lado el trabajo de Contreras et al. (2010) con una metodologı́a muy similar a la de Bertheleon y Kruger (2011) encuentra que la introducción de JEC aumenta la participación laboral femenina. Los autores plantean que este efecto se debe a que JEC es indirectamente un subsidio al cuidado infantil lo que fomenta a que las madres puedan ingresar al mercado laboral.. Por último el trabajo de Pires y Urzúa (2010) estudia efectos de largo plazo de jornadas escolares más largas sobre diferentes resultados relacionados con educación. La metodologı́a de este trabajo es propensity score matching entre alumnos que asisten a colegios de media jornada y de jornada completa. Con este método se estima el efecto de asistir a un colegio de jornada completa sobre cada resultado. Debido a que los datos utilizados son encuestas retrospectivas que toman datos del estado de los individuos muchos años después de que estos asistieron al colegio los efectos se pueden considerar como de largo plazo.. Se encuentra que asistir a un colegio de jornada escolar completa implica una disminución en la probabilidad de un embarazo adolescente, de desertar del colegio y aumenta los puntajes de tests cognitivos tomados en la adultez. Es importante notar que estos resultados no toman en cuenta la introducción del programa JEC sino que solamente comparan individuos que tomaron ambos tipos de jornadas.. 13.

(16) En la segunda parte del trabajo los autores analizan la introducción de JEC. Se divide la muestra entre dos cohortes, uno que asistı́a al colegio antes de la introducción de JEC (antes de 1997) y uno después. Los autores dividen la muestra para calcular la diferencia entre cohortes en el efecto de asistir a un colegio de jornada completa con relación a un colegio de media jornada. Esto implica que los autores analizan para cada resultado como afectó la introducción de JEC a la diferencia entre un alumno que eligió asistir a un colegio jornada completa en relación a un alumno similar de jornada parcial. Con respecto al efecto de la introducción del programa de JEC se encuentra que la reforma aumentó los efectos negativos de asistir a un colegio de jornada completa sobre la deserción. Es decir, luego de la reforma los alumnos que asistı́an a colegios de jornada completa desertaban menos en relación a los de jornada parcial que antes de la reforma.. Los resultados encontrados por Pires y Urzúa (2010) en término de deserción no representan los efectos totales de la introducción de JEC sobre la deserción debido a que con los datos que utilizan no se puede construir un grupo de control. La reforma de jornada escolar completa tuvo efectos sobre los alumnos que asistı́an a colegios de jornada parcial y también sobre los que asistı́an a colegios de jornada completa ya que ambos tipos de alumnos asistı́an a colegios que se pueden haber unido al programa. Los datos utilizados no permiten identificar a un alumno que asistı́a a un colegio de jornada parcial antes de la reforma y a uno con JEC después de la reforma.. Los autores reconocen que lo que estiman no corresponde a un efecto total de la introducción de JEC: “Notice that the estimator proposed is not the usual di↵erence-in-di↵erences propensity score estimator mentioned in the treatment e↵ects literature. The estimator we propose is the di↵erence between the propensity score matching estimators after and before the reform and so it identiffies how the reform changed the e↵ects of full-day school for the treated. On the other hand, under the suitable assumptions, the usual di↵erence-in-di↵erences propensity score matching estimator identifies the average treatment efect on treated. ” (Pires y Urzúa 2010 p 14 ). El trabajo de Pires y Urzúa (2010), sin embargo, es un aporte sustancial debido a que logra identificar efectos de largo plazo de asistir a jornadas parciales en relación a jornadas completas aunque no puede encontrar los efectos de una reforma que aumente exógenamente la duración de las jornadas escolares.. Este trabajo se diferencia del trabajo de Pires y Urzúa (2010) debido a que es posible encontrar el efecto total de la introducción de JEC sobre la deserción escolar. Esto se debe a que los datos a utilizar permiten encontrar grupos de alumnos que no estuvieron expuestos a JEC para ser comparados con grupos que sı́ estuvieron expuestos a JEC.. 14.

(17) 3.2. Literatura sobre deserción escolar en Chile. La literatura que estudia la deserción escolar en Chile hasta ahora se ha compuesto únicamente de estudios transversales utilizando datos de la encuesta CASEN. Estos estudios se han concentrado en estudiar los determinantes de la deserción bajo diferentes supuestos y metodologı́as empı́ricas.. El primer estudio sobre deserción en Chile fue el de Harald Beyer (1998). Este autor utiliza la encuesta CASEN de 1994 para vincular la probabilidad de que un joven no asista al colegio con una serie de determinantes socioeconómicos a nivel individual. La metodologı́a utilizada es un Logit.. En un estudio posterior Sapelli y Torche (2004) vinculan la decisión de desertar con la decisión de trabajar. Utilizando un probit bivariado analizan las dos decisiones en su conjunto. Encuentran que existen caracterı́sticas inobservables que hacen que un joven sea a la vez más propenso a desertar y más propenso a trabajar. Este trabajo entrega evidencia de que ambas decisiones son tomadas en conjunto.. Por último el trabajo de Santos (2009) estudia la deserción escolar utilizando modelos de duración. El uso de estos modelos permite estudiar la dinámica de la deserción escolar. El autor encuentra que la deserción escolar aumenta mucho cuando los alumnos alcanzan octavo básico y terminan la educación primaria.. Se volverá a estos trabajos en la sección 6 para justificar la elección de variables de control utilizados estrategia de identificación.. 4. Marco teórico. En la modelación de las decisiones de deserción se parte del supuesto de que los jóvenes deciden cuántos años de escolaridad obtener como una forma de inversión en capital humano. Se plantea que esta inversión dependerá de tres factores: (i) los beneficios esperados de invertir un año más de educación, (ii) los costos asociados a asistir al colegio, (iii) la tasa de descuento que tengan los agentes. Se analiza cada factor en forma separada.. Con respecto a los beneficios de obtener un año adicional de educación desde el trabajo de Mincer (1974) se ha planteado que existe una relación directa entre la cantidad de años de educación que tiene un individuo y el salario que este puede obtener. Los trabajos de Sapelli (2003) y Rau (2013) estiman las tasas de retorno a la educación para Chile y encuentra que la obtención de tı́tulos (por ejemplo graduarse de enseñanza secundaria) es un determinante muy importante del salario al que puede acceder un trabajador. Debido a que un joven debe decidir desertar mientras está estudiando, este no tiene información perfecta sobre el verdadero retorno a la educación que existe en el mercado y solamente puede tener una idea de este. Luego el joven toma decisiones 15.

(18) de deserción en base al retorno esperado de obtener un año más de educación. Existen también beneficios no pecuniarios de asistir a un centro educativo. Es probable que algunos alumnos disfruten aprender per-se algunas asignaturas o que obtengan utilidad de asistir al colegio y relacionarse con sus compañeros.. Los costos de asistir a un centro educativo pueden ser divididos en costos directos y costos de oportunidad. Los costos directos se refieren a los costos en que debe incurrir el joven o su hogar para que este asista al colegio. En esta categorı́a se incluyen costos de transporte, de matrı́cula, de alimentación u otros similares. Por otra parte los costos de oportunidad de asistir al colegio tienen relación con las actividades que deja de realizar el joven cuando está asistiendo al colegio. Estos costos son la contraparte del beneficio que representan para el joven realizar otro tipo de actividades en lugar de asistir al colegio. Por ejemplo se espera que las madres tengan un costo alternativo muy alto de asistir al colegio debido a que por cada hora que asistan al colegio significa una hora que no pueden hacerse cargo de su niño.. Por último, la decisión de desertar del sistema educacional dependerá del factor de descuento de los agentes, este parámetro mide cuanto se preocupan los individuos de su bienestar futuro en relación a su bienestar actual. Un joven que no se preocupa de su bienestar futuro difı́cilmente tomará en consideración los efectos que tendrá la educación sobre su salario futuro al momento de tomar la decisión de seguir asistiendo al colegio y por lo tanto será más propenso a desertar.. La duración de la jornada afecta a la deserción escolar a través de dos canales. Por un lado, la literatura empı́rica encuentra que la cantidad de tiempo que pasa un estudiante en el colegio tiene un efecto positivo sobre su rendimiento académico. 13. , luego se espera que jornadas. escolares más largas aumenten el beneficio esperado de asistir al colegio. Los jóvenes entonces tomarán en consideración que están aprendiendo más luego de la introducción de JEC. Por otro lado, jornadas escolares más largas implican que el joven tiene menos tiempo para realizar otras actividades. Luego, si el estudiante tiene un costo alternativo muy alto de asistir al colegio se espera que la introducción de JEC tenga efectos negativos para este grupo de alumnos.. A continuación se presenta un modelo teórico para formalizar estas ideas. Se plantea una economı́a con I agentes que deben decidir si asistir a un centro educativo o no con base en las valoraciones que ellos tienen. Cada agente es indexado por el sub-ı́ndice i, los agentes son heterogéneos en relación a la utilidad que obtienen por asistir al colegio y el costo alternativo de esto. El beneficio total que el i-ésimo estudiante obtiene por asistir al colegio es vi . Este beneficio está compuesto por la utilidad intrı́nseca de asistir al colegio y el retorno esperado de seguir asistiendo. El costo alternativo de asistir al centro educativo es ci por cada hora que el estudiante asiste al colegio. Ambas variables vi y ci son aleatorias y provienen de una función de distribución de probabilidades f (ci , vi , ✓i ) donde el parámetro ✓i denota un vector 13 e.g:. Bellei 2009, Patall et al. 2010. 16.

(19) de caracterı́sticas observables de los estudiantes . El beneficio total de asistir al colegio (vi ) no es conocido exactamente por el agente y este toma decisiones en base al valor esperado de esta variable. Por último el costo directo de asistir al colegio será cfi . Si se define la duración de la jornada como h, el agente i decide asistir al colegio si se cumple: ci ⇤ h. Ui (h) = E(vi (h)). cfi > 0. Siguiendo a la literatura empı́rica sobre extensión de jornada escolar se debe cumplir que el beneficio de asistir al colegio es creciente en h, luego: @vi (h) @h. 0. En términos de este modelo un cambio discreto en la duración de la jornada escolar desde h a h⇤ > h puede ser expresado como: Ui (h⇤ ). Ui (h) = E(vi (h⇤ ). vi (h)). ci (h⇤. h). Se espera que esta diferencia sea positiva y el estudiante aumente su utilidad luego de la introducción de JEC si los beneficios esperados de aumentar la jornada escolar son relativamente altos o los costos alternativos que del estudiante son relativamente bajos. El primer resultado que se desprende de este simple modelo es que la introducción de la Jornada Escolar Completa tuvo efectos heterogéneos en el bienestar de los alumnos. Algunos alumnos se beneficiaron por su introducción y otros disminuyeron su utilidad.. La introducción de JEC va a incentivar a que un estudiante deserte si se cumple que: Ui (h) > 0 \ Ui (h⇤) < 0. (1). Por el contrario la introducción de JEC incentivará a que un estudiante no deserte si se cumple. Ui (h) < 0 \ Ui (h⇤) > 0. (2). El efecto total de JEC sobre la deserción en la economı́a depende del número relativo de alumnos para los cuales se cumple la condición (1) en relación a la condición (2). La estrategia empı́rica indicará qué efecto domina para el caso chileno.. Se asumirán también retornos decrecientes en el efecto de aumentar la duración de la jornada escolar, para esto se debe cumplir:. @ 2 vi (h) <0 @h2. La condición anterior implica que existe un nivel hc para cada individuo tal que se cumple: @Ui (h) <0 @h. si. h > hc,i. (3). La condición (3) implica que para duraciones de la jornada escolar lo suficientemente grandes aumentar en una hora la duración disminuirá la utilidad de los agentes.. 17.

(20) Se desprende directamente de la condición (3) que para cada individuo existe una duración crı́tica de la jornada escolar que incentiva al individuo a desertar. Se denotará esta duración con hd,i y se debe cumplir que:. Ui (h) > 0 \ Ui (h0 ) < 0. para. h0. hd,i > h. (4). Lo anterior implica que el efecto de alargar la jornada escolar sobre la deserción es no lineal y creciente en la duración inicial de la jornada escolar. Por ejemplo se espera que el efecto de alargar en una hora la jornada escolar para individuos con jornadas escolares de 4 horas sea menor que para los individuos que asisten a jornadas de 5 horas.. 5. La estrategia empı́rica. Tomando como referencia el marco teórico de la sección anterior en esta tesis interesa estimar cómo afecta la introducción de JEC a la decisión de no asistir al colegio para los jóvenes chilenos.. Se define una variable indicatriz Yi que indica si el i-ésimo individuo no asiste a un centro educativo. Se cumple entonces: Yi = 1 si. Ui (h)  0. Yi = 0 si. Ui (h) > 0. Recordando que Ui (h) es una variable aleatoria, interesa encontrar un estimador para el efecto esperado de aumentar la duración de la jornada escolar desde h hasta h⇤ :. E(Yi |h⇤ ). E(Yi |h). (5). Sin embargo en la práctica es difı́cil encontrar un buen estimador para (5) debido a que no se puede observar simultáneamente cuál hubiese sido el comportamiento del mismo agente bajo los dos tipos de jornadas escolares. Por ello es necesario utilizar grupos de control para estimar aproximadamente cómo se hubiese comportado un agente en caso de que la jornada relevante para él/ella fuese una de menor duración.. Debido a que el programa JEC fue aplicado gradualmente a través de las diferentes comunas se plantea que los individuos que estuvieron expuestos a jornadas escolares más largas no son diferentes en caracterı́sticas inobservables al resto de los individuos. Esta caracterı́stica del programa permite estimar la ecuación (3).. En el modelo econométrico se agregan las variables observables al modelo teórico y se asume que la utilidad de asistir al colegio para un agente dependerá de un vector de caracterı́sticas 18.

(21) observables(Xi ), si la oferta educacional relevante para él implementó JEC o no (JECi ) y por último un componente aleatorio que se asume no está correlacionado con el resto de las variables (✏i ).. Luego se expresa: Ui (Xi , JECi ) = Xi. 1. + JECi + ✏i .. (6). Dependiendo de los supuestos que se hagan sobre la distribución de ✏i se pueden identificar los parámetros relevantes mediante un modelo de probit o logit. Otra alternativa es estimar la siguiente ecuación mediante Mı́nimos Cuadrados: Yi = Xi. 2. + JECi. 2. + ✏i .. (7). La estrategia de identificación se desprende de la ecuación (7) y consiste en estimar un modelo de efectos fijos basado en datos transversales repetidos. Es muy similar a la utilizada por los trabajos de Bertheleon y Kruger (2011) y Contreras et al. (2010). La unidad de análisis será el agente que en este caso será un joven entre 14 y 17 años. El supuesto fundamental sobre la forma en que la introducción de JEC puede afectar el comportamiento de este joven es el siguiente: Jóvenes que viven en comunas donde se habı́a implementado el programa en un mayor porcentaje de colegios en el momento t están más expuestos a este programa y por lo tanto es más probable que los colegios relevantes para ellos tengan jornada escolar completa. La relación puede ser representada de la siguiente manera: Yi,j,t = ↵ + JECj,t + Xi,j,t + µj + µt + ✏i,j,t. (8). Yi,j,t es el indicador de deserción para el joven i en la comuna j durante el perı́odo t ; JECj,t es el porcentaje de colegios que habı́an implementado Jornada Escolar Completa en la comuna j en el tiempo t; Xi,j,t es un vector de variables observables para el joven i; µj representa efectos fijos de la comuna j y µt representa efectos fijos del perı́odo t.. El supuesto fundamental de la estrategia de identificación se cumplirá si se cumplen los siguientes hechos. (i) La introducción de JEC no cambió la demanda por colegios que habı́an implementado primero este programa, esto es, los jóvenes no tendieron a cambiarse a los colegios que implementaron la reforma más tarde o viceversa. El trabajo de Gallego y Hernando (2009) encuentra que no hay razones para pensar que los colegios que implementaron primero JEC tuvieron más demanda. (ii) Los alumnos tienden a asistir a colegios que quedan cerca de su lugar de residencia. Los trabajos de Gallego y Hernando (2009) y Elacqua (2009) encuentran que uno de los factores más importante en el proceso de elección del colegio es la distancia.. Bajo estas condiciones el parámetro. representa el efecto sobre la deserción escolar de incre-. mentar la duración de la jornada escolar y representa un estimador de la ecuación (3). En la estrategia de identificación indirectamente los grupos de control están compuestos por los habitantes de comunas en las que se aplicó JEC con poca intensidad.. 19.

(22) Existen dos potenciales amenazas para la estrategia de identificación. La primera viene del hecho de que la implementación del programa JEC no fue aleatoria y se puede producir un sesgo, se discute en detalle esta posibilidad un poco más adelante. La segunda amenaza está relacionada con el hecho de que los jóvenes pueden asistir a colegios que no están en su comuna de residencia14 lo que contradice los supuestos de la estrategia de identificación. Se analiza la robustez de los resultados a este supuesto en la sección de resultados.. El diseño de este modelo permite controlar por las caracterı́sticas de los jóvenes que pueden afectar la deserción escolar y se mantienen constantes durante el perı́odo de evaluación. La decisión de desertar depende de muchas más caracterı́sticas que simplemente la duración de las jornadas escolares. Los efectos fijos comunales controlarán por las diferencias en la calidad y cantidad de colegios que tienen las distintas municipalidades entre sı́ . Los efectos fijos temporales son fundamentales para los datos de panel en este contexto debido a que estos controlan entre otras cosas por shocks económicos y también por los efectos de cambios en legislaciones que afectaron la decisión de deserción de los estudiantes.. Por ejemplo, debido a que la introducción de la legislación de enseñanza media obligatoria fue un proceso centralizado que estuvo dirigido a los estudiantes de todas las comunas de Chile se espera que su efecto sobre la deserción sea controlado de manera satisfactoria por los efectos fijos temporales, estos simplemente indicarán que es menos probable que los estudiantes del cohorte 2003 en adelante deserten debido a que el Estado invierte más en prevenir la deserción escolar mediante el programa de subvención pro-retención. Si no se hubiese controlado por efectos fijos la variable de interés JEC estarı́a sesgada debido a que esta recogerı́a parte del efecto de la subvención pro-retención.. Para otorgar más flexibilidad a la estructura temporal en algunas especificaciones se utilizan efectos fijos temporales distintos para cada región. Estos son incluidos para reflejar el impacto de shocks económicos especı́ficos a cada región. Por último el vector Xi,j,t contiene caracterı́sticas individuales y municipales relacionadas con el costo alternativo de asistir al colegio y el beneficio percibido de educarse.. Aunque no es el objetivo principal de esta tesis, la estrategia de identificación a utilizar permitirá estimar el efecto de cada variable del vector Xi,j,t sobre la deserción escolar aportando evidencia a la literatura que examina estos determinantes. A continuación se presenta cada variable de control a utilizar y una breve motivación teórica de por qué fue incluida. 14 El. trabajo de Chumacero et al. 2011 encuentra que los jóvenes viajan un promedio de 5 kilómetros para. asistir al colegio en la región metropolitana.. 20.

(23) 5.1. Variables de control. Edad La edad de un individuo puede tener dos efectos contrapuestos. Por un lado, la productividad laboral de los jóvenes aumenta con la edad y , por lo tanto, aumenta también el salario al que pueden acceder en caso de que decidan dejar el colegio e ingresar a la fuerza laboral, en este sentido la edad aumenta el costo alternativo de asistir al colegio. Por otro lado, los jóvenes de más edad necesitan estudiar menos años para alcanzar el diploma de enseñanza media. Existe evidencia de que los retornos a la educación no son lineales y que finalizar la enseñanza media tiene retornos relativamente altos en Chile (Sapelli 2003; Rau 2013). De esta forma la edad puede aumentar también el beneficio esperado de un año más de educación haciendo que el efecto total de la edad sobre la deserción no sea claro a priori. Educación del jefe de hogar Sapelli y Torche (2004) argumentan que la eduación de los padres es una buena aproximación de las creencias que tienen estos sobre el retorno a la educación. Ası́ se argumenta que cuanto más educados sean los padres mayor será el retorno percibido para un año más de educación. Padres más educados también pueden ayudar a sus hijos en caso de que tengan problemas de rendimiento. Se espera que el efecto de esta variable sobre la deserción sea negativa. Número de hermanos menores de 5 años Esta variable está relacionada con el costo alternativo de que el joven asista al colegio. Si se habita en un hogar con muchos hermanos menores el valor del tiempo del joven en el hogar aumenta debido a que este puede cuidarlos. Se espera que esta variable tenga un efecto positivo sobre la deserción. Hermano mayor Es probable que el hogar tenga más recursos y tiempo disponible para educar al primer hermano que al resto, por esto se espera que los hermanos mayores sean menos propensos a desertar. Ingreso per cápita en el hogar Cuanto más ingreso per cápita tenga el hogar menos relevantes serán los costos directos asociados a enviar a un joven al colegio. De manera similar disminuye el costo alternativo del tiempo de estos jóvenes debido a que no se hace tan necesario que ingresen al mercado laboral para aportar al hogar. Esta variable está creada en términos reales y excluye el ingreso de los jóvenes a analizar. Tener hijos Jóvenes con hijos deben destinar tiempo para cuidar a sus hijos por lo que aumenta el costo alternativo de asistir al colegio. Adicionalmente el cuidado de hijos requiere recursos económicos 21.

(24) por lo que se genera un incentivo a dejar el colegio e ingresar a la fuerza laboral. El efecto esperado de esta variable es positivo. Ausencia de padres Los hogares en los cuales la jefa es una mujer tienen menos ingresos y en muchos casos la mujer no está disponible para ingresar al mercado laboral debido a que debe cuidar a sus hijos. Estos factores hacen que el costo alternativo del tiempo de los jóvenes aumente. Género Tı́picamente los hombres enfrentan un mercado laboral más favorable que las mujeres en términos de tasas de desempleo y salarios. Esto implica que los ingresos laborales esperados a los que se renuncia por asistir al colegio son mayores para los hombres. Se espera entonces que los hombres deserten más que las mujeres. Variables geográficas La deserción escolar varı́a mucho entre zonas urbanas y rurales en Chile. Los jóvenes que residen en zonas rurales tienen un mayor costo directo de asistir a un colegio debido a costos de transporte más elevados. Es probable también que la cantidad de tareas que se deben realizar dentro del hogar sea mayor en zonas rurales, de esta forma el costo alternativo de asistir al colegio es relativamente mayor en hogares rurales. Se espera entonces que los habitantes de zonas rurales deserten más que sus contrapartes de zonas urbanas. Dentro de una misma comuna pueden existir zonas rurales y zonas urbanas, luego la ruralidad no es capturada por efectos fijos a la comuna. Tasa de desempleo Se controla también por la tasa de desempleo comunal para identificar efectos de shocks económicos especı́ficos a una comuna. Posiblemente existe endogeneidad entre la tasa de desempleo y la tasa de deserción debido a causalidad reversa.. 5.2. Datos a utilizar. Como se adelantó en la introducción este trabajo utiliza las encuestas Casen entre 1990 y 2009 y también datos administrativos recopilados por el MINEDUC para obtener el porcentaje de colegios con JEC en cada municipalidad. La encuesta CASEN es representativa a nivel nacional y es realizada cada dos o tres años. Esta encuesta recopila datos laborales, de salud, de ingreso, de educación y de vivienda entre otros. Se realiza a nivel de hogar y se entrevistan a todos los integrantes de los hogares seleccionados.. Este estudio se concentra en los jóvenes entre 14 y 17 años que todavı́a no se han graduado de la educación secundaria. En el análisis se utilizan 9 versiones de la encuesta CASEN, el número. 22.

(25) total de jóvenes a analizar es de 124.006 con un promedio de 15.000 por cada encuesta.. 15. . La. Tabla 1A en el anexo presenta las estadı́sticas descriptivas de la muestra a utilizar.. 5.3. Potencial sesgo. Como se mencionó anteriormente la implementación de JEC no fue aleatoria. Las reglas de asignación de los fondos sugieren una implementación más intensa en las comunas que poseen una mayor proporción de estudiantes vulnerables y en las comunas rurales. Los jóvenes que habitan estas comunas son también relativamente más propensos a desertar debido a sus caracterı́sticas observables.. El hecho de que la implementación del programa esté correlacionado con caracterı́sticas observables de los jóvenes no produce un problema de sesgo siempre y cuando la estrategia de identificación controle por estas caracterı́sticas observables. Sin embargo, las estimaciones podrı́an estar sesgadas en caso de que existan caracterı́sticas inobservables de los jóvenes o su entorno que los hacen más propensos a desertar y que a su vez están relacionadas con el nivel de vulnerabilidad de la comuna. En ese caso la variable JEC capturará una porción de esas caracterı́sticas inobservables y por lo tanto los estimadores no capturarán solamente el efecto de la introducción del programa.. Para probar empı́ricamente la validez de estas afirmaciones y siguiendo a Bertheleon y Krueger (2011) se analiza la correlación entre la aplicación de JEC y ciertas caracterı́sticas observables de las comunas que reflejen los criterios considerados por el gobierno para asignar fondos de infraestructura. Para esto se estima por MCO :. JECj,t =. 0. +. 1 Xj,t. + µt + ✏j,t. La variable dependiente JECj,t indica el porcentaje de colegios de la comuna j que habı́an aplicado JEC en el momento t. Dentro del vector Xj,t se incluye el porcentaje de habitantes que vive en zonas rurales, el número de habitantes de la comuna y las tasas de deserción, desempleo y pobreza comunal. Se incluyen también efectos fijos temporales para controlar por la implementación a través del tiempo. Los resultados de la estimación son presentados en la Tabla 3 a continuación:. 15 Se. utilizan todas las encuestas disponibles hasta el año 2009 estas son: 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2003. 2006 y 2009. 23.

(26) Tabla 3: Implementación de JEC Variable Dependiente: Porcentaje de Colegios con JEC por comuna. Variable Rural Número de Habitantes. Coeficiente. Errores Estándar Robustos. -0.036. 0.023 ⇤⇤. -0.002. 0.000. Tasa de Deserción. 0.031. 0.058. Tasa de Desempleo. -0.101. 0.147. Tasa de Pobreza. 0.049. 0.057. Constante. 0.010. 0.023. 2. R = 0.6206 Niveles de Significancia :. n=2343 † : 10%. ⇤ : 5%. ⇤⇤ : 1%. Nota: La regresión incluye efectos fijos por año que no son presentados Fuente: Elaboración propia con encuestas Casen 1990-2009 y datos administrativos MINEDUC. La Tabla 3 indica que la intensidad de la aplicación del programa JEC no estuvo correlacionada con caracterı́sticas observables de las comunas salvo por la cantidad de habitantes de estas. Se encuentra que las comunas de menor población tuvieron una implementación más rápida del programa. Una razón plausible para esto es que estas comunas tenı́an costos de infraestructura menores para comenzar a aplicar la jornada escolar. Los resultados de la tabla 3 indican que no existe un sustento empı́rico fuerte para afirmar que las reglas de asignación de fondos seguida por el gobierno afectó de forma significativa la implementación del programa a través de las comunas. Esto fortalece la noción de que la variabilidad entregada por el programa es de naturaleza cuasi-experimental.. A pesar de que la aparente exogeneidad de la aplicación de JEC a caracterı́sticas observables de la comuna es un argumento en contra de la existencia de un sesgo, esta posibilidad no puede ser descartada completamente debido a que no se puede afirmar con certeza que no existan caracterı́sticas inobservables que estén correlacionadas con JEC y que por lo tanto estén sesgando los coeficientes.. Realizar diferentes especificaciones del modelo econométrico aporta también a la discusión sobre la existencia de un sesgo. Si la magnitud del coeficiente estimado para JEC no cambia de manera significativa al agregar caracterı́sticas observables de los jóvenes y las comunas, se puede argumentar que el programa es exógeno a estas caracterı́sticas. Es probable que si el programa es exógeno a las caracterı́sticas observables sea también exógeno a las caracterı́sticas inobservables y por lo tanto no existirı́a un sesgo. En la siguiente sección se muestra que los resultados obtenidos apoyan este argumento.. 24.

(27) 6. Resultados de la estimación. La Tabla 4 presenta los resultados de cuatro especificaciones distintas del modelo econométrico descrito en la sección anterior. En la columna (1) se presentan los resultados del modelo sin incluir ningún tipo de variable de control, es decir, sólo se incluye la variable JEC que indica el porcentaje de colegios que habı́an adherido al programa para cada comuna y efectos fijos temporales especı́ficos a cada región. En la especificación de la segunda columna se agregan los efectos fijos a nivel comunal. En la tercera columna se agrega también el vector de caracterı́sticas observables de los jóvenes y las comunas en las que habitan. Por último la cuarta columna se diferencia de la tercera columna sólo porque se cambian los efectos fijos especı́ficos a cada región por efectos fijos comunes a todas las regiones.. Los resultados presentados en la Tabla 4 indican que, independientemente de la especificación utilizada, el efecto del programa de Jornada Escolar Completa sobre la deserción es estadı́sticamente no significativo. Es decir, para la muestra completa se encuentra que la mayor duración de jornadas escolares no tiene efecto sobre la deserción. En términos del modelo teórico se puede concluir que para la muestra completa el aumento de los beneficios percibidos por asistir a jornadas escolares más largas logra contrarrestar el aumento en los costos alternativos de asistir.. Por otro lado una comparación los coeficientes de JEC entre las diferentes especificaciones indica que la magnitud estimada es estable a la introducción de variables de control y efectos fijos comunales. De acuerdo con lo discutido en la sección anterior, esto significa también un argumento en contra de la existencia de un sesgo. Todo el análisis que sigue en este trabajo es realizado utilizando la especificación de la columna (3) debido a que esta incorpora más información.. Con respecto al resto de las variables de control se encuentra que pertenecer a un hogar monoparental está correlacionado positivamente con la probabilidad de desertar. Si un joven vive solamente con su padre es un 11,4% más propenso a desertar. Similarmente esta probabilidad está muy correlacionada con la estructura familiar. Ser hermano mayor reduce en un 4,2% la probabilidad de desertar y por cada hermano menor de 5 años que habite en el hogar aumenta la probabilidad de desertar en un 1,4%.. La Tabla 4 indica que uno de los factores determinantes para la decisión de desertar del colegio es el hecho de tener un hijo. Un joven que tiene un hijo viviendo en su hogar es un 50% más probable que no asista al colegio. La edad también es un factor importante al momento de desertar, es un 19,7% más probable que deserte un joven de 17 años frente a uno de 14. Esto nos indica que el costo alternativo de asistir al colegio va aumentando con la edad y este aumento en el costo alternativo supera el aumento en el beneficio marginal de obtener un año extra de educación cuando se está cerca de obtener el tı́tulo de educación media.. 25.

(28) La correlación entre las caracterı́sticas socio-económicas del hogar y la deserción escolar es pequeña. Se estima que por cada año extra de educación que tenga el jefe de hogar la probabilidad de que un joven deserte disminuye en un 0,8 %. Por otro lado por cada $100.000 en ingreso per cápita la probabilidad de deserción disminuye también en un 0,8%.. Es importante notar que los jóvenes que viven en zonas rurales son un 11,7% más propensos a desertar que sus contrapartes que viven en zonas urbanas. Como se discutió antes es probable que esta diferencia se deba a que los jóvenes que viven en zonas rurales enfrentan también mayores costos de transporte para asistir al colegio. El parámetro estimado revela la importancia que tendrı́an estos costos de transporte sobre la decisión de desertar.. Por último se encuentra que el mercado laboral afecta las decisiones de desertar. Las mujeres son menos propensas a desertar posiblemente debido a que el mercado laboral relevante para ellas tiene mayores tasas de desempleo y menores salarios. El coeficiente asociado a la tasa de desempleo indica que cuando las condiciones económicas son menos favorables aumentan los jóvenes que deciden desertar del colegio. Sin embargo es importante recalcar que esta variable es endógena pues se cumple también que a medida que aumenta la cantidad de jóvenes que desertan y se integran al mercado laboral aumenta también la tasa de desempleo generando ası́ un problema de causalidad reversa16 .. 16 Utilizar. variables endógenas en una regresión arroja estimadores sesgados e inconsistentes para esas variables,. sin embargo variables endógenas si pueden ser utilizadas como variables de control. 26.

(29) Tabla 4: Resultados de la Estimación Variable Dependiente: Especificación (1) JEC 0.001 (0.005) Variables de Control Sin padre. Individuo no asiste a un colegio (2) 0.007 (0.006). (3) 0.006 (0.005). (4) 0.007 (0.006). 0.045⇤⇤⇤ (0.009). 0.022⇤⇤⇤ (0.003) 0.114⇤⇤⇤ (0.005) -0.008⇤⇤⇤ (0.000) -0.007⇤⇤⇤ (0.001) 0.000⇤⇤⇤ (0.000) 0.545⇤⇤⇤ (0.010) -0.042⇤⇤⇤ (0.002) 0.014⇤⇤⇤ (0.002) -0.025⇤⇤⇤ (0.002) 0.086⇤⇤⇤ (0.003) 0.110⇤⇤ (0.042) 0.051⇤⇤⇤ (0.002) 0.104⇤⇤⇤ (0.003) 0.197⇤⇤⇤ (0.004) 0.056⇤⇤⇤ (0.014). 0.023⇤⇤⇤ (0.003) 0.115⇤⇤⇤ (0.005) -0.009⇤⇤⇤ (0.000) -0.007⇤⇤⇤ (0.001) 0.000⇤⇤⇤ (0.000) 0.545⇤⇤⇤ (0.010) -0.042⇤⇤⇤ (0.002) 0.015⇤⇤⇤ (0.002) -0.025⇤⇤⇤ (0.002) 0.087⇤⇤⇤ (0.003) 0.092⇤ (0.041) 0.051⇤⇤⇤ (0.002) 0.104⇤⇤⇤ (0.003) 0.197⇤⇤⇤ (0.004) 0.207⇤⇤⇤ (0.020). Sin madre Educación jefe hogar Ingreso per cápita (Ingreso per cápita). 2. Tiene hijos Hermano mayor Hermanos menores Mujer Rural Tasa de desempleo 15 años 16 años 17 años Intercepto. 0.107⇤⇤⇤ (0.018). Efectos fijos comuna. No. Sı́. Sı́. Sı́. Efectos fijos año-región. Sı́. Sı́. Sı́. No. Efectos fijos año. No. No. No. Sı́. R2. 0.03. 0.05. 0.1954. 0.1924. Niveles de Significancia :. ⇤ : 10%. ⇤⇤ : 5%. ⇤ ⇤ ⇤ : 1%. Errores estándar en paréntesis calculados por cluster a nivel de comunas-año Fuente: Elaboración propia con encuestas Casen 1990-2009 y datos administrativos MINEDUC. Como se mencionó en la revisión de la literatura el trabajo de Pires y Urzúa (2010) también aborda el tema de la realación entre la deserción escolar y la duración de las jornadas escolares aunque no busca encontrar efectos causales de la introducción de JEC. Pires y Urzúa (2010) encuentran que los alumnos que asistı́an a colegios de jornada escolar completa desertaban menos que alumnos similares que asistı́an a jornadas parciales. Por otro lado encuentran que la introducción de JEC aumentó esta diferencia, es decir, los alumnos de jornada escolar completa luego 27.

(30) de la reforma desertaban aún menos que los de jornada escolar parcial. Es importante notar que esto no implica que la introducción de JEC disminuyó la deserción escolar sino que tan solo cambió la forma en que esta se distribuı́a entre jornadas escolares parciales y completas.. Los resultados de este trabajo no son fácilmente conciliables con los resultados encontrados por Pires y Urzúa (2010) . Este trabajo no encuentra evidencia para afirmar que la introducción de JEC tuvo efectos sobre la deserción escolar en la muestra completa. Debido a que todos los colegios con JEC son de jornada escolar completa, los resultados encontrados serı́an consistentes con encontrar que la diferencia en deserción entre jornadas escolares parciales y completas no cambie luego de la introducción de JEC. Pires y Urzúa (2010) encuentran que esta diferencia aumentó.. La diferencia en los resultados encontrados por Pires y Urzúa (2010) y los encontrados en este trabajo puede ser explicada por las diferencias en las métricas de deserción utilizadas. Este trabajo utiliza la deserción escolar del sistema regular, es decir, toma como desertores tanto a los alumnos que no asisten al colegio temporalmente como aquellos que desertan para siempre y no completan el colegio. El trabajo de Pires y Urzúa (2010) solamente considera como desertores a los alumnos que nunca terminaron el colegio, es decir, a los desertores globales. Pueden existir grandes diferencias entre los efectos de corto plazo y largo plazo de aumentar la jornada escolar. Esto se puede deber a que los jóvenes no perciben inmediatamente los beneficios asociados a asistir más horas al colegio pero los costos asociados a jornadas escolares más largas son percibidos inmediatamente.. Otras razones que pueden explicar las diferencias en los resultados encontrados son: (i) Pires y Urzúa (2010) analizan solamente los primeros años de la implementación de JEC por lo que la exposición de la muestra utilizada por ellos al programa puede ser limitada. (ii) Pires y Urzúa (2010) utiliza una muestra más pequeña que este trabajo por lo que puede ser que subrepresente algunos sub-grupos poblacionales y por lo tanto comprometa la comparabilidad entre ambos estudios.. 6.1. Robustez de la estimación. El supuesto de que la oferta educativa relevante para un joven que habita determinada comuna se compone solamente de los colegios de esa comuna es importante para la estrategia de identificación. Este puede ser problemático debido a que en Chile los apoderados tienen la libertad de elegir el colegio que deseen para sus hijos y en ningún caso están obligados a poner a sus hijos en los colegios de sus comunas de residencia. El trabajo de Chumacero et al. (2011) encuentra que los padres pueden elegir colegios lejanos para sus hijos si estos ofrecen buenos resultados académicos.. 28.

(31) Se puede cumplir entonces que un porcentaje de alumnos migre de una comuna a otra para asistir al colegio lo que estarı́a contradiciendo este supuesto. Para analizar si la magnitud de los estimadores encontrados está afectada por ese efecto se realizan dos ejercicios de robustez. En el primer ejercicio de robustez se reduce la muestra a las zonas metropolitanas de Chile y se analiza si la magnitud de los estimadores varı́a significativamente. Las zonas metropolitanas en Chile están compuestas de varias comunas que forman una ciudad, se espera que las fronteras comunales dentro de una zona metropolitana sea más permeables que en el resto del paı́s. Esto se debe a que dentro de estas zonas las comunas están geográficamente más cerca y existe una infraestructura de transporte más desarrollada. Las zonas Metropolitanas de Chile son el Gran Santiago, Gran Valparaı́so y Gran Concepción que en total suman 53 comunas y que de acuerdo a cifras del Censo 2012 representan a casi el 47% de la población chilena.. El segundo ejercicio de robustez divide el total de comunas en cuartiles por migración intercomunal para asistir al colegio. Para ello se utiliza una base de datos administrativos adicional del Registro de estudiantes chilenos que indica las caracterı́sticas de los alumnos de cada establecimiento incluyendo la comuna de residencia de cada alumno.17 Las comunas que pertenecen a los últimos cuartiles son las que tienen un mayor porcentaje de alumnos que residen en estas pero que estudian en otras comunas.. La Tabla 5 a continuación muestra los resultados del primer test de robustez. Por simplicidad espacio sólo se presenta el coeficiente de la variable de interés. Todas las especificaciones incluyen variables de control y son equivalentes a la especificación (3) de la tabla 4.. Tabla 5: Primer test de robustez de la estimación Variable Dependiente: Individuo no asiste a un colegio Coeficiente JEC. Error Estándar. n. pa. Zonas Urbanas no Metropolitanas. 0.001. 0.005. 55209. 0.92. Sólo Zonas Metropolitanas. 0.006. 0.013. 24383. 0.43. Sólo Santiago. 0.009. 0.02. 17711. 0.91. Toda la Muestra. 0.006. 0.007. 124022. -. Especificación. Significance levels :. ⇤ : 10%. ⇤⇤ : 5%. ⇤ ⇤ ⇤ : 1%. a: Nivel de Significancia Mı́nimo para rechazar que el coeficiente de JEC en la muestra completa es igual al coeficiente en cada especificación Nota: Se incluyen todas las variables de control, efectos fijos por comuna y efectos fijos por año-región. Errores estándar calculados por cluster a nivel de comunas-año Fuente: Elaboración propia con encuestas Casen 1990-2009 y datos administrativos MINEDUC. Los resultados anteriores indican que las magnitudes de los estimadores son consistentes entre 17 Esta. base de datos se encuentra disponible desde el año 2004 en adelante, se utiliza la migración intercomunal. en el año 2004 para generar los cuartiles.. 29.