Efectos primarios: desigualdad de aprendizajes

Los efectos primarios se originan en la relación que existe entre el origen socioeconómico y los aprendizajes. De manera simplificada, la desigualdad de aprendizajes puede incidir en la desigualdad de oportunidades educativas a través de dos vías, una directa y otra indirecta: 1) cuando transitar al siguiente nivel depende del resultado de un examen, la probabilidad de aprobarlo es menor para los jóvenes de sectores más bajos, y 2) si los jóvenes de sectores más bajos conocen su desventaja relativa en términos de aprendizajes, podrían desalentarse de antemano de continuar estudiando, sea porque prevén que no aprobarán los exámenes o porque incluso cuando no existan exámenes de ingreso, pueden tener mayores dificultades para terminar un determinado nivel (^{Breen y Goldthorpe, 1997}). En otras palabras, menores aprendizajes podrían derivar en expectativas educativas más bajas.

Desde una perspectiva reproductivista, el vínculo causal entre aprendizajes y expectativas es menos claro, por lo que estos elementos pueden concebirse como derivaciones de un cierto habitus que se refuerzan mutuamente. También puede suponerse que la relación observada entre ambos constructos podría depender, al menos parcialmente, de terceras variables, como el ambiente académico del hogar (^{Berzin, 2010}) o los estilos de crianza (^{Lareau, 2003}).

En cualquier caso, la investigación empírica ha mostrado la importancia de la información sobre las habilidades o los aprendizajes de los alumnos en la formación de expectativas (^{Karlson 2015}; ^{Mortimer et al., 2017}; ^{Elias y Daza, 2019}). Así, este trabajo parte de la hipótesis de que el aprendizaje de los estudiantes tendrá una influencia muy importante sobre las expectativas y, por lo tanto, un papel significativo de mediación del efecto del origen social.

Efectos secundarios: desigualdad en la relación costo-beneficio de estudiar

Si aun con el mismo nivel de aprendizajes los jóvenes de diferentes orígenes sociales tienen tasas de transición distintas, resulta necesario recurrir a hipótesis adicionales para explicar estas diferencias. Desde las teorías racionalistas se supone que estos “efectos secundarios” se explican porque la relación costo-beneficio de seguir estudiando es distinta según el origen social (^{Boudon, 1974}). Específicamente, dichas teorías postulan que los beneficios relativos a los costos son menores en la medida en que se desciende en la escala social (^{Breen y Goldthorpe, 1997}). Esto, debido a que los costos relativos son mayores para los sectores más bajos, y los beneficios son menores, en tanto que requieren un nivel educativo menos alto para satisfacer sus expectativas de movilidad social o de mantenimiento de estatus.

Desde esta perspectiva la investigación se ha centrado, principalmente, en observar el efecto de las evaluaciones costo-beneficio en las transiciones educativas (véase, por ejemplo, ^{Barone, Triventi y Assirelli, 2018}), pero el marco analítico puede aplicarse también a las expectativas (^{Morgan, 1998}). Entonces, el principal desafío está en observar las evaluaciones de costos y beneficios, lo cual puede hacerse de distintas formas.

En este artículo se postula el hecho de que un imaginario de beneficios mayores asociados a la educación tendrá una influencia significativa sobre las expectativas, así como también que las visualizaciones de potenciales retornos crecerán con el origen social, debido a que los jóvenes de orígenes sociales más altos anticipan una educación de mayor calidad y/o prestigio, y una alta posibilidad de capitalizar sus títulos por medio de otros recursos (por ejemplo, relaciones sociales familiares). Esta mayor expectativa de retornos cierra el círculo para identificar un efecto de mediación.

Del lado de los costos se postula que los estudiantes que trabajan manifestarán menores expectativas, ya que continuar estudiando implicaría mayores costos indirectos. Aquí también, la alta probabilidad de la necesidad de trabajar de los alumnos de sectores bajos cierra el círculo para identificar un efecto de mediación.

Efectos institucionales: la estratificación del sistema educativo

El esquema anterior es parsimonioso pero incompleto. En el presente trabajo se sostiene que el tipo de escuela a la que se asiste es un factor que puede incidir sobre las expectativas educativas de manera que no se reducen a los mecanismos primarios y secundarios.

La investigación comparada internacional destaca que el grado de estratificación de los sistemas educativos, así como la selectividad en las transiciones, pueden influir sobre las expectativas. Sistemas altamente selectivos y estratificados, por ejemplo, derivarían en expectativas más “realistas” (^{Kerckhoff, 1977}) y poco permeables a la influencia de los otros significativos (^{Buchmann y Dalton, 2002}).

En México existe evidencia suficiente para afirmar que el origen social tiene una relación importante con el tipo de escuela de nivel medio superior a la que se accede (^{Solís et al., 2013}; ^{Blanco, 2019}; ^{Solís, 2013}; ²⁰¹⁴; ^{Hernández, 2020}). La distribución territorial de esta oferta y el hecho de que buena parte del acceso se regule mediante exámenes meritocráticos son los principales mecanismos que explican esta desigualdad “horizontal”. Con esto en mente, ¿es posible que la pertenencia a distintas escuelas incida de alguna manera sobre las expectativas, independientemente de los otros factores bajo estudio, y contribuya así a explicar parte de la relación de las expectativas con el origen social?

Considerada superficialmente, la transición a la universidad en México no constituye un sistema particularmente selectivo o estratificado. No hay restricciones formales para el ingreso a las universidades públicas, los alumnos se pueden postular cuantas veces quieran y optar por carreras de demanda relativamente baja para maximizar sus posibilidades. Sin embargo, el sistema está considerablemente estratificado de facto, ya que las de mayor prestigio son altamente selectivas; la UNAM, el Instituto Politécnico Nacional y algunas universidades estatales autónomas cuentan con un régimen de reclutamiento propio desde la preparatoria, el cual facilita el ingreso, pero sólo de quienes asisten a las mismas. Aquellos estudiantes que no tuvieron acceso a estos bachilleratos (que en este trabajo se denominan “autónomos” por razones de comodidad) podrían percibir que sus oportunidades están parcialmente “bloqueadas” (^{Kao y Tienda, 1998}), lo que derivaría en menores expectativas de continuar estudiando.

Otros dos mecanismos posibles de influencia institucional sobre las expectativas son: 1) la segregación socioeconómica de las distintas modalidades de educación media superior, que puede derivar en efectos contextuales (climas escolares compartidos por los estudiantes más o menos favorables a la continuidad) (^{Andrew y Flashman, 2017}; ^{Buchmann y Dalton 2002}), y 2) la experiencia académica ofrecida por las instituciones, que puede ser más o menos estimulante (^{Berzin, 2010}).

En función de lo anterior, la hipótesis de este trabajo es que el hecho de estudiar en una preparatoria no asociada a las universidades de mayor prestigio (por ejemplo, los estudiantes que asisten al Colegio de Bachilleres, los bachilleratos estatales, o a las distintas modalidades de bachilleratos técnicos/tecnológicos) reducirá significativamente las expectativas educativas, y por lo tanto constituirá una mediación importante del origen socioeconómico. Los alumnos de preparatorias particulares, por su parte, presentan un caso especial, en tanto que pertenecen a un origen social mayor al promedio, pero tienen menos probabilidad de ingresar a las universidades autónomas (^{Solís, 2014}). Entonces, en lugar de un efecto de mediación se podría observar uno de supresión, que ocurre cuando las dos relaciones que constituyen un efecto indirecto tienen signos opuestos (^{McKinnon, Krull y Lockwood, 2000}).

Variables independientes

Las variables independientes se clasificaron en tres tipos: 1) origen socioeconómico de los alumnos; 2) variables mediadoras, y 3) variables de control:

Cabe introducir dos precisiones. En primer lugar, todas las variables “mediadoras” son potencialmente endógenas a las expectativas, es decir, que es posible que los “efectos” observados estén, en alguna medida, sobreestimados y, por lo tanto, también su papel de mediación. Una interpretación cauta sería tomar las estimaciones como el límite superior de los efectos.

En segundo lugar, si bien el cuestionario de Planea incluye una variable sobre las expectativas educativas de los padres, y a pesar de su importancia teórica (^{Byun et al., 2012}), esta variable no se incluyó en el análisis. La razón es que existen elementos para creer que las expectativas de los alumnos y las de sus padres se construyen y evalúan permanentemente, de manera transaccional (^{Briley, Harden y Tucker-Drob, 2014}), lo cual implica un grado de endogeneidad que hace poco razonable su inclusión como variable independiente. Esto, sumado a la elevada correlación policórica entre ambas variables (ρ = 0.69), justifica su exclusión.

Variable dependiente

Las expectativas educativas de los alumnos fueron observadas a partir de una sola pregunta: “¿cuál es el nivel máximo de estudios que esperas alcanzar?” Las respuestas se codificaron como: 0 = media superior; 1 = técnico universitario; 2 = licenciatura; 3 = posgrado. Aquí resulta importante señalar algunas limitaciones de esta variable.

En primer lugar, no es claro qué constructo se observa con este tipo de preguntas (^{Andrew y Hauser, 2011}): si expectativas realistas o aspiraciones fantasiosas. Siguiendo a ^{Grace Kao y Marta Tienda (1998)}, es probable que reflejen actitudes abstractas, ancladas en deseos y valores generalizados, antes que actitudes concretas resultantes de evaluaciones objetivas de probabilidades. Una evaluación más realista de las expectativas requeriría instrumentos adicionales, por ejemplo, pedir a los entrevistados una estimación de la probabilidad de que dicha expectativa se realice (^{Manski, 2004}). Como ejemplo, ^{Miguel Székely (2015)} encontró que en México más del 70 por ciento de los padres querían que sus hijos terminaran la educación superior, aunque sólo el 35 por ciento asigna una probabilidad cierta de que sucediera. No contar con preguntas adicionales en el instrumento utilizado podría explicar, en parte, la observación de expectativas “infladas”; fenómeno que se discutirá más adelante.

En segundo lugar, al tratarse de una encuesta transversal, no puede establecerse la temporalidad de la formación de las expectativas, en particular en relación con las variables mediadoras. Por lo tanto, como se dijo en la sección anterior, no puede descartarse la endogeneidad.

Una tercera limitación es que se observan únicamente expectativas “verticales” (más o menos educación), pero no se cuenta con información sobre su diferenciación “horizontal” (tipo de escuela, carreras, etcétera).

En términos más generales, los datos distan de ser idóneos para abordar el problema bajo análisis, fundamentalmente porque no se tiene información sobre otras variables teóricamente relevantes, como los costos estimados de continuar estudiando, el número de hermanos en el hogar, las aspiraciones ocupacionales, la evaluación subjetiva de la habilidad académica o la expectativa de finalizar con éxito los niveles siguientes al medio superior.

Estas limitaciones no deben atenuar la apreciación sobre las ventajas de esta base de datos. Se cuenta con una medida robusta de aprendizaje que permitirá una estimación confiable de su relación con las expectativas; se tienen medidas novedosas sobre la información con la que cuenta el alumno para formar sus expectativas, como las calificaciones escolares; y también se tienen medidas relativamente directas sobre las percepciones de ingresos futuros, un constructo teóricamente relevante y que hasta ahora no había sido estudiado en México.

Modelos logísticos multinomiales

El análisis principal de las condicionantes de las expectativas se realizó mediante modelos logísticos multinomiales. Si bien las cuatro categorías de la variable dependiente pueden considerarse ordenadas (al menos de acuerdo con el tiempo que requieren para finalizarse y, de manera más difusa, con su valor socialmente reconocido), se prefirió un modelo multinomial antes que uno logístico ordenado debido a que un análisis preliminar reveló que en 14 de las 22 variables cuyos efectos se estiman se viola la restricción de momios proporcionales. Al no imponer dicha restricción, los modelos multinomiales permiten mayor flexibilidad en la estimación de los parámetros.

Siguiendo a ^{Long y Freese (2001)}, el modelo logístico multinomial adopta la forma:

donde la variable dependiente lnΩm|b es el logaritmo de momios para cada una de las J categorías m respecto de la categoría base (b); x es un vector de variables independientes, y βm|b es el conjunto de coeficientes que representan la asociación lineal entre las variables independientes y la dependiente. Entonces, para cada variable la regresión multinomial estima n - 1 coeficientes, donde n es el número de categorías de la variable dependiente.

Todas las variables intermedias también fueron analizadas mediante modelos logísticos multinomiales, con excepción del puntaje en la prueba de matemáticas que, por ser continua, se analizó mediante regresión lineal.

Los parámetros y errores estándar se estimaron teniendo en cuenta el carácter complejo de la muestra (estratos declarados mediante el comando svyset de Stata) y utilizando replicaciones repetidas equilibradas (BRR) (cien replicaciones en total para cada análisis).

El método KHB

Para estimar el peso de las variables de interés como mediadoras del efecto del origen social se utilizó el método desarrollado por Kristian ^{Karlson, Anders Holm y Richard Breen (Karlson y Holm, 2011)}, que en lo sucesivo se denomina KHB, el cual, con antecedentes en la investigación sobre elecciones educativas (^{Gabay-Egozi, Shavit y Yaish, 2015}; ^{Barone, Triventi y Assirelli, 2018}), extiende a modelos no lineales la lógica relativamente simple de descomposición utilizada en los modelos de regresión lineal, que separa el efecto de una variable independiente (X) en un efecto directo (β _F ) y un efecto indirecto (β _I ), este último atribuido a una variable mediadora (Z).

El procedimiento en los modelos de regresión lineales es directo. Para estimar β_F se especifica un modelo “completo”, que incluye tanto X como Z,

Para estimar β _I se especifica un modelo “reducido”, donde sólo se incluye X:

El efecto indirecto se calcula como:

En los modelos no lineales de probabilidad esta descomposición no puede hacerse directamente, ya que los coeficientes β _F y β _R son distintos aun si no hay un efecto mediador de Z, debido a que están expresados en escalas diferentes, en función del desvío estándar de los residuos de cada modelo. La estimación de β _I , en consecuencia, confunde mediación y re-escalamiento de los coeficientes.

El método KHB corrige esta situación al extraer de Z la información que no está contenida en X (los residuos de una regresión lineal de Z en X) y agregar esta variable residual al modelo reducido. Este nuevo modelo reducido sólo incorpora la contribución de Z, que es independiente de X, por lo que no afecta la estimación del efecto de ésta respecto del modelo reducido original; en cambio, ajusta tan bien a los datos como el modelo completo (y, por lo tanto, tiene la misma desviación en los residuos).

El nuevo efecto indirecto se calcula como:

donde β~R  es el efecto estimado de X en el modelo reducido, expresado en la escala de β _F .

Para la implementación del método KHB se utilizó el módulo de Stata del mismo nombre (^{Kohler, Karlson y Holm, 2011}), que permite su aplicación a modelos multinomiales, incluyendo múltiples variables mediadoras y de control.

Descriptivos: expectativas infladas

El primer resultado a destacar es lo elevado de las expectativas educativas, ya que 51 por ciento de los jóvenes esperan llegar a cursar un posgrado (la categoría más alta), 27 por ciento una licenciatura, 14 por ciento una carrera técnica y 8 por ciento únicamente a terminar el nivel medio superior (tabla 1). Se trata de expectativas “infladas” si se las contrasta con las cifras de quienes efectivamente logran acceder a licenciatura y posgrado.

A pesar de tratarse de jóvenes del último año de educación media superior, donde deberían esperarse apreciaciones más realistas, prácticamente no hay diferencia con lo observado en México para niveles anteriores, como en los ciclos 2017-2018 y 2016-2017, cuendo el 73 y el 75 por ciento de los alumnos de primaria y secundaria, respectivamente, manifestaron aspirar a una licenciatura o un posgrado (análisis propio de microdatos correspondientes de Planea-ELSEN). En PISA 2015 (^{OECD, 2017: cap. 6}), este porcentaje fue del 58 por ciento, que se eleva al 75 por ciento si se agrega el nivel terciario de ciclo corto.

En las últimas décadas, la inflación de expectativas educativas ha sido ampliamente diagnosticada en algunos países desarrollados (^{Kerckhoff, 1977}; ^{Jerrim, 2014}). Como se mencionó antes, esto podría estar relacionado con el grado de estratificación y selectividad de los sistemas educativos (^{Buchmann y Park, 2009}). No obstante, el hallazgo de altas expectativas en México contradice lo que se esperaría de un sistema fuertemente estratificado y selectivo.

Sin embargo, es posible que la estratificación del sistema actúe en sentido contrario: al concentrar a alumnos socialmente similares en las mismas escuelas impide que los jóvenes de menos recursos perciban las desventajas objetivas que tienen para progresar en la educación. Otras explicaciones posibles podrían ser la falta de información de los estudiantes de estratos bajos respecto del funcionamiento de los procesos de admisión a la universidad (por provenir de hogares donde los padres no han cursado este nivel), o el valor social generalizado de manifestar altas expectativas de logro académico y ocupacional.

No obstante, si las expectativas son tan elevadas, ¿pueden explicar las desigualdades de logro? Es posible, porque incluso las fantasías están socialmente condicionadas. Como se reporta en la tabla 1, un joven del quintil inferior del índice socioeconómico tiene ocho veces más chance de reportar que sólo cursará hasta el nivel medio superior que uno del quintil superior (15.4 vs. 1.9 por ciento). En cuanto a las expectativas de cursar posgrado, los jóvenes del quintil más alto tienen una probabilidad más de dos veces superior a las de los del quintil más bajo.

Lo anterior sugiere que aunque no sea posible conocer el grado de realismo de las expectativas, éstas están condicionadas por la posición de los estudiantes en la estructura social. Las expectativas modales pueden ser fantasiosas, pero también ser “racionales” (^{Morgan, 1998}), en el sentido de que se nutren parcialmente de evaluaciones sobre probabilidades objetivas inscritas en la estructura social.

Algunas investigaciones en la región muestran que los alumnos son capaces de hacer evaluaciones bastante realistas sobre su futuro (^{Corica, 2012}). En México, si bien existen indicios de que los jóvenes de los sectores medios-bajos que egresan del nivel medio superior tienen expectativas que podrían considerarse fantasiosas, se observó que siempre cuentan con un “plan B”, ya que son capaces de reconocer que, posiblemente, deban ajustar sus expectativas en el futuro (^{Sifuentes, 2019}). Entonces, existe la posibilidad de que a estas expectativas “elevadas” subyazca una estimación de probabilidades más realista. La asociación entre origen social y expectativas observada aquí podría ser únicamente un “piso mínimo” de cómo se construye la desigualdad de expectativas.

A continuación se presentan los análisis de regresión centrales para este artículo, a saber: 1) cuatro modelos que relacionan el origen social con cada una de las variables mediadoras como dependientes; 2) cuatro modelos de regresión multinomial con las expectativas como variable dependiente, destinados a estimar las asociaciones netas con las variables mediadoras, y 3) una descomposición KHB para estimar en qué medida las variables mediadoras logran explicar el efecto del origen socioeconómico.

La relación entre el origen social y las variables mediadoras

Las gráficas 1 a 3 muestran las asociaciones entre el origen social y las variables mediadoras (resultado en la prueba de matemáticas, calificaciones en media superior, trabajo, expectativas de ingreso y tipo de escuela), estimadas en los respectivos modelos de regresión. Con excepción del resultado de matemáticas, todos los modelos son multinomiales y presentan, para cada variable mediadora, la probabilidad estimada de que los individuos se encuentren en las diferentes categorías de dicha variable, dados los distintos valores del índice de origen social (entre -1 y 1 desvío estándar). Para los aprendizajes en matemáticas se muestra el promedio estandarizado de aprendizajes estimado para esos mismos valores del origen social, mediante un modelo de regresión lineal. Todos los modelos ajustan las estimaciones por sexo, tipo de hogar, lengua indígena y condición laboral.

En términos generales, existen asociaciones importantes en el sentido predicho entre el origen social y todas las variables mediadoras, lo que corrobora parcialmente las hipótesis de partida y abre el camino para efectos de mediación.

En lo que hace a los mediadores de efectos primarios (gráfica 1), a más alto origen socioeconómico se incrementan notoriamente los aprendizajes (panel derecho) y, en menor medida, la probabilidad de tener un promedio de calificaciones elevado en media superior (panel izquierdo).

Fuente: Elaboración propia con base en Planea-ELSEN 2017.

Gráfica 1 Relación entre origen social y mediadores de efectos primarios 

En cuanto a los mediadores de efectos secundarios (gráfica 2), se detectó la relación esperada, de tipo positivo, entre el origen socioeconómico y la probabilidad de trabajar (panel izquierdo). Esta relación, no obstante, sólo se verifica para el trabajo mayor a doce horas por semana.

Fuente: Elaboración propia con base en Planea-ELSEN 2017.

Gráfica 2 Relación entre origen social y mediadores de efectos secundarios 

El resultado más novedoso concierne a la relación entre el origen social y las expectativas de ingresos con la universidad terminada (gráfica 2, panel derecho). En la medida en que aumenta el origen social las expectativas de ingresos altos crecen, de manera que en los grupos más bajos lo más frecuente es esperar ingresos menores a 10,000 pesos, mientras que a partir del promedio, la opción mayoritaria, se esperan ingresos mayores a 30,000. La probabilidad estimada de esperar estos ingresos es 90 por ciento superior en el extremo alto de la distribución socioeconómica respecto del extremo bajo.

Si bien no es posible identificar los mecanismos detrás de esta asociación (podría deberse tanto a la existencia de umbrales aceptables de ingresos más elevados para los sectores altos, como a la disposición de recursos adicionales para extraer mayor rendimiento al grado educativo, o las expectativas sobre el rendimiento de una educación de mayor calidad o prestigio), el hallazgo sugiere que los alumnos de más alto nivel socioeconómico podrían asignar una utilidad mayor a continuar estudiando.

Finalmente (gráfica 3), el origen socioeconómico alto aumenta fuertemente la probabilidad de asistir a una escuela privada y, en menor medida, a un bachillerato perteneciente a una universidad autónoma. En consecuencia, también disminuye la probabilidad de asistir a las escuelas públicas de menor reconocimiento: estatales, técnicas, comunitarias y telebachilleratos.

Fuente: Elaboración propia con base en Planea-ELSEN 2017.

Gráfica 3 Relación entre origen social y tipo de escuela media superior 

Factores asociados a las expectativas educativas

La tabla 2 presenta los resultados de los modelos multinomiales con las expectativas educativas como variable dependiente. Los coeficientes se presentan en forma de riesgos relativos. La categoría de referencia en la variable dependiente es la expectativa de cursar licenciatura, por lo que los coeficientes indican el cambio en el riesgo relativo de ubicarse en las otras categorías de la variable dependiente (media superior, técnico superior y posgrado), asociado con un cambio unitario (si la variable independiente es continua) o de categoría (si la variable independiente es categórica).

Se presentan cuatro modelos: 1) El primero únicamente incluye las variables sociodemográficas (sexo, tipo de hogar y lengua) y el índice de origen socioeconómico; esto, para tener un efecto global de base de esta última variable; 2) el segundo agrega a las anteriores el tipo de escuela a la que asisten los estudiantes; 3) el tercero adiciona las variables correspondientes a los efectos primarios (aprendizajes en matemáticas y promedio de calificaciones en el nivel medio superior), y 4) el último modelo incluye a todas las anteriores, así como las variables correspondientes a los efectos secundarios (condición laboral del alumno y expectativas de ingreso con educación superior terminada).

El resultado más relevante, en términos generales, es que en el modelo 4 todas las variables mediadoras tienen efectos significativos sobre las expectativas educativas. Las gráficas 4 a 6, que muestran las probabilidades estimadas de las expectativas para las categorías de cada variable intermediaria en el modelo final, claramente ilustran los posibles efectos de cada variable sobre la probabilidad de tener cada nivel de expectativas.

Las variables vinculadas con los efectos primarios (aprendizaje en matemáticas y promedio de calificaciones) tienen consecuencias importantes (gráfica 4), tal como se adelantó en las hipótesis. Un cambio de dos desvíos estándar alrededor de la media en la prueba de matemáticas incrementa 45 por ciento la probabilidad de aspirar a un posgrado. Un efecto similar se observa al pasar de una calificación menor a 8 a una superior a 9.5. El resto de las expectativas tienden a descender cuando el rendimiento es mayor.

Fuente: Elaboración propia con base en Planea-ELSEN 2017.

Gráfica 4 Relación entre variables de efectos primarios y expectativas educativas 

Por su parte, las variables vinculadas con los efectos secundarios tienen comportamientos diferenciados (gráfica 5). Los efectos de la condición laboral son pequeños, pues la intensidad de la carga laboral disminuye ligeramente la probabilidad de ubicarse en las expectativas de posgrado, en favor de expectativas más modestas de nivel licenciatura.

Fuente: Elaboración propia con base en Planea-ELSEN 2017.

Gráfica 5 Relación entre variables de efectos secundarios y expectativas educativas 

A su vez, la estimación de ingresos esperados con educación superior completa incide de manera muy relevante sobre las expectativas más altas. En la medida en que crecen los ingresos que se espera percibir también aumenta la probabilidad de aspirar a un posgrado; esta tendencia es particularmente marcada hacia la franja de los 30,000 pesos. La probabilidad de tener expectativas educativas de posgrado es 32 por ciento mayor si los ingresos que se esperan son superiores a 30,000 pesos que si se espera recibir entre 10,000 y 15,000. Esto corrobora la hipótesis de partida respecto de los efectos secundarios.

Finalmente, aún después de controlar por el origen social y por los efectos primarios y secundarios, el tipo de escuela tiene una relación significativa con las expectativas (gráfica 6). Cierto es que una parte de su efecto inicial está relacionado con las diferencias en los aprendizajes, como indica el cambio en los coeficientes de los tipos de escuela entre los modelos 2 y 3. Sin embargo, en el modelo final, asistir a una preparatoria de una universidad autónoma se asocia a mayores expectativas, seguidas en intensidad por las que genera estar en un colegio particular. En el resto de las escuelas, aunque predominan las expectativas elevadas, su incidencia es mucho menor, y crece la proporción de estudiantes que manifiesta expectativas de quedarse en el nivel medio superior o en una carrera técnica. A manera de ejemplo, la probabilidad de apuntar a un posgrado es 40 por ciento superior si se cursa un bachillerato autónomo que uno comunitario/telebachillerato.

Fuente: Elaboración propia con base en Planea-ELSEN 2017.

Gráfica 6 Relación entre el tipo de escuela y las expectativas educativas 

Tres observaciones adicionales caben aquí. La primera es que, del primer al tercer modelos, la introducción de las variables mediadoras disminuye significativamente los efectos del origen socioeconómico en todas las categorías de la variable dependiente, y esto apunta claramente a la existencia de mediaciones, las cuales se analizan en la siguiente sección.

La segunda es que, en el modelo final, el origen socioeconómico no es la variable que tiene más efectos sobre la variable dependiente. Los efectos directos del origen social (a los cuales han sido descontadas las mediaciones), si bien considerables no son superiores a otros efectos directos. Si se descarta la endogeneidad (un supuesto, en realidad, muy grande), los efectos de los aprendizajes tienen una magnitud similar. Las expectativas de ingresos altos, incluso, superan a los efectos del origen socioeconómico.

La tercera es que la introducción de las variables asociadas a los efectos secundarios (trabajo y expectativas de ingresos) no cambian significativamente los coeficientes de las variables vinculadas con los efectos primarios (modelos 3 y 4), lo cual sugiere que se trata de efectos relativamente independientes.

Las contribuciones relativas de cada variable

El último paso en el análisis es la descomposición KHB de los efectos del origen socioeconómico, en una parte directa y en otra parte mediada por las variables de interés. Para ello, se especificó el mismo modelo multinomial utilizado para reportar los coeficientes finales, pero se distingue entre variables “mediadoras” (trabajo, tipo de escuela, calificaciones, resultado en matemáticas y expectativas de ingresos) y variables “concomitantes” o de control (sexo, lengua indígena, tipo de hogar). La diferencia con los modelos anteriores consiste en que las estimaciones no se realizaron con el método BRR debido a que el comando KHB no incluye esta posibilidad.

Los resultados se presentan en la tabla 3, para dos contrastes: 1) licenciatura vs. posgrado y 2) licenciatura vs. media superior. En adelante estos contrastes se denominan “expectativas altas” y “expectativas bajas”, respectivamente.

Tres tipos de cifras tienen relevancia en la descomposición KHB. El primero son los coeficientes para la variable “origen socioeconómico” de los modelos reducido y completo, así como la diferencia entre ambos (primeras tres filas de la tabla). En este caso se escogió presentar los coeficientes β (en lugar de los riesgos relativos) dado que es a partir de éstos que se calcula un segundo número relevante: la “razón de confusión” (cuarta fila).

Esta razón indica qué proporción del coeficiente del origen socioeconómico en el modelo reducido es explicado estadísticamente por el conjunto de variables intermediarias del modelo completo, y se obtiene mediante β~R / βF (Kohler, ^{Karlson y Holm, 2011}). En la tabla 3, la proporción se multiplica por 100 para expresarla como porcentaje. El tercer conjunto de cifras relevantes es la contribución de cada variable al total de la intermediación, expresada como porcentaje respecto de ese total (resto de las filas). Cada variable tiene una contribución porcentual global (en negritas), que resulta de la suma de los porcentajes de mediación de sus n-1 categorías (se presentan debajo de cada variable), calculados a partir del contraste con la categoría de referencia, lo que permite refinar el análisis de la estructura de las intermediaciones.

Puede verse que en ambos contrastes existe un porcentaje importante de intermediación: 34 por ciento para las expectativas altas y 25 por ciento para las expectativas bajas. Por lo tanto, las variables de interés son relevantes para explicar una proporción significativa de la desigualdad socioeconómica de las expectativas, especialmente para las elevadas. Del otro lado, es evidente que el efecto del origen socioeconómico no se agota en las variables intermediarias, ya que la mayoría de este efecto permanece sin explicar.

Del conjunto de variables intermediarias, el resultado en la prueba de matemáticas es el que tiene mayor peso, tanto para la formación de expectativas altas (37 por ciento del total de la intermediación) como para las expectativas bajas (especialmente para estas últimas, con 57 por ciento del total de la intermediación). En contraste con estos resultados, el promedio de calificaciones obtenido en la educación media superior tiene un peso menor (10 y 7 por ciento, respectivamente). Esto resulta interesante porque las calificaciones son una información inmediatamente disponible para los alumnos, mientras que el resultado en la prueba de aprendizajes no es directamente conocido por ellos. El bajo efecto de intermediación probablemente tenga que ver con la existencia de una colinealidad importante entre ambas variables.

La segunda variable en orden de influencia es el tipo de escuela, que en conjunto aporta 23 por ciento del total de la mediación para las expectativas altas y 32 por ciento para las bajas. Al interior de cada contraste se detectó una estructura diferente: los bachilleratos de menor prestigio (telebachilleratos y comunitarios) ejercen una mayor intermediación hacia las expectativas bajas que hacia las altas. Por su parte, los bachilleratos privados tienen una contribución elevada a las expectativas bajas, pero de signo negativo (-27 por ciento), lo que se debe a un efecto de supresión, tal como se planteó en las hipótesis. Este efecto surge de los signos opuestos de las asociaciones: 1) origen socioeconómico → educación privada (positivo); 2) educación privada → expectativas educativas (negativo). El segundo efecto suprime parte del primero.

Las expectativas de ingresos muestran un importante papel de intermediación en lo que hace al posgrado (29 por ciento), y uno mucho menor en las expectativas de quedarse en el bachillerato (8 por ciento). Tal como se apreciaba en los modelos multinomiales de la sección anterior, esta intermediación en las expectativas altas es particularmente notoria para quienes esperan ingresos superiores a 30,000 pesos. Finalmente, la condición laboral tiene un papel marginal de intermediación.