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Tópicos de Economía aplicada
Resumen Angrist y Krueger (1991)
Los primeros estudios que se realizaron relacionando educación y salarios estaban basados en el
marco conceptual del modelo de Mincer visto en clase, donde los ingresos eran regresados directamente
contra el nivel de educación y otras covariables usando mínimos cuadrados clásicos (OLS). Esos estudios
padecían el sesgo de variables omitidas porque inobservables como la habilidad, motivación y estado
socioeconómico afectan la educación y los ingresos.
Para superar este inconveniente, Angrist y Krueger (1991) (AK-1991) sugiere usar la interacción
entre el año de nacimiento y el trimestre de nacimiento (QOB) como variables instrumentales (IV) para el
nivel de educación.
El punto inicial de la estrategia es la observación de que la mayoría de los estados requieren que
los estudiantes ingresen a la escuela en el año calendario en el que cumplen 6 años. Por ende, la edad en
la que se comienza a estudiar depende de la fecha de nacimiento. Específicamente, aquellos nacidos en
los últimos meses del año son jóvenes para su grado. Los chicos nacidos en el cuarto trimestre empiezan
la escuela poco antes de cumplir 6, mientras que los que nacieron en el primer trimestre lo hacen
alrededor de los 6 años y medio. Debido a que las leyes de escolaridad obligatoria fuerzan a los
estudiantes a asistir a clases hasta los 16 o 17 años (dependiendo del estado), los individuos nacidos en
los dos primeros trimestres pueden abandonar antes si así lo desean; mientras que los más jóvenes
están obligados a permanecer por más tiempo en las escuelas. Por lo tanto, si una fracción fija de los
estudiantes está restringida por las leyes de escolaridad obligatoria, aquellos nacidos al principio del año
tendrán, en promedio, menos años de educación que aquellos nacidos hacia el final del año.
Esencialmente, la combinación de las políticas de inicio escolar junto con las leyes de escolaridad
obligatoria crea un experimento natural en el cual los chicos están obligados a asistir a clases por
diferentes periodos de tiempo dependiendo de sus cumpleaños. Es decir, existe una variación en la
educación que es ajena a las características personales de los estudiantes.
Para que los efectos combinados de la escolaridad obligatoria y la edad de inicio escolar expliquen
adecuadamente el patrón trimestral en educación, debe ser cierto que las leyes efectivamente fuerzan a
algunos estudiantes a permanecer en el colegio más tiempo del que desean. En ausencia de escolaridad
obligatoria, por lo tanto, no esperaríamos encontrar diferencias en educación según el trimestre de
nacimiento.
Los autores proveen evidencia acerca de la efectividad de estas leyes, explotando el hecho de que
algunos estados permiten que los estudiantes abandonen el colegio a los 16 años de edad, mientras que
otros permiten esto a partir de los 17 o 18. Comparando la tasa de deserción escolar a los 16 años de
edad entre estudiantes de estados con diferentes legislaciones, se llega a la conclusión de que las leyes
son efectivas, pero que su relevancia es cada vez menor a medida que pasa el tiempo, debido a que los
grupos de estudiantes nacidos más recientemente son propensos a desear una mayor educación,
teniendo como resultado menos desertores.
Brua, Maximiliano
Casali, Franco Giovani
Galuccio, Tomás
Passeggi, Franco
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Angrist y Krueger (1991) estudia la relación entre los años de educación obtenidos y el trimestre
de nacimiento usando data del censo de EE. UU. de 1980. La figura 1 denota la relación entre la
educación y el trimestre de nacimiento para los hombres que nacieron en los 1930s. La figura claramente
muestra que los hombres que nacen en los primeros meses del año tienden a menores niveles de
educación. El grafico es una representación de la primera etapa, que en el contexto general de variables
instrumentales es la regresión de la variable causal de interés contra las covariables y los instrumentos.
La imagen resume la regresión de la educación sobre un conjunto de variables dicotómicas, las cuales se
dividen entre las de año de nacimiento y las de trimestre de nacimiento.
La figura V ilustra la regresión de la variable dependiente (ingreso) contra las covariables del
modelo y los instrumentos, conocida como la “forma reducida”. El gráfico muestra que los grupos más
viejos tienden a tener mayores ingresos, porque los ingresos aumentan con la experiencia. La figura
también muestra que los hombres nacidos en los primeros meses del año casi siempre ganaron menos
en promedio que los que nacieron en los últimos meses del año, incluso después de ajustar por año de
nacimiento, que juega el rol de una variable exógena en la disposición del paper. Notablemente, la
Brua, Maximiliano
Casali, Franco Giovani
Galuccio, Tomás
Passeggi, Franco
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relación de la forma reducida es análoga a la del trimestre de nacimiento con la educación, sugiriendo
que las dos tendencias están relacionadas. Porque la fecha de nacimiento de un individuo
probablemente sea independiente de su habilidad innata, motivación o conexiones familiares, parece
creíble afirmar que la única razón que explica el patrón de subidas y bajadas del ingreso con relación al
trimestre de nacimiento es el patrón de subidas y bajadas en la educación. Este es el supuesto critico
que motiva el uso del trimestre de nacimiento como instrumento.
Se observa además que el perfil de edad en relación con el ingreso tiene una pendiente positiva
para hombre que tienen de 30 a 39 años de edad (nacidos en 1940-1949), pero bastante plana para
hombres de edades entre 40 y 49 (nacidos entre 1930-1939). Esta última observación es relevante
porque el trimestre de nacimiento esta correlacionado naturalmente con la edad: los hombres nacidos
en el principio del año son más viejos, y por lo tanto tendrán ingresos más altos si están en la parte
donde la pendiente de la relación entre edad e ingresos es positiva. Por lo tanto, el análisis se centra
mayormente en los hombres de 40 a 49 años, cuyos salarios están difícilmente relacionados con la edad.
Analizar esta muestra permite evitar los efectos de los cambios que tienen los ciclos de la vida sobre los
ingresos que están correlacionados con el trimestre de nacimiento.
Brua, Maximiliano
Casali, Franco Giovani
Galuccio, Tomás
Passeggi, Franco
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Para ilustrar que QOB solo afecta los ingresos a través de la diferencia en los niveles de
escolaridad inducida por las leyes de escolaridad obligatoria, AK-1991 presenta varios argumentos.
Primero, los autores muestran que el patrón trimestral en educación no es evidente en las tasas de
graduación universitarias ni en los estudios de postgrado. Segundo, los resultados del paper indican un
gran declive en la tasa de matriculación de los alumnos de 16 años en los estados que permiten
abandonar los estudios a esa edad, comparada con la de aquellos estados donde los alumnos están
obligados a continuar educándose hasta los 17. Tercero, mientras el estatus socioeconómico y las
razones psicológicas fallan a la hora de explicar el declive del efecto del trimestre de nacimiento en
grupos de alumnos más recientes, la explicación de la ley de escolaridad obligatoria parece ser factible,
dado que los grupos más recientes tienden a estar menos restringidos por el requerimiento de
escolaridad obligatoria. Cuarto, los coeficientes de las dummies de los trimestres de nacimiento son
insignificantes en la regresión por OLS de los ingresos contra la educación, implicando que su efecto es
capturado completamente por la variable educación. Y quinto, no hay relación entre el trimestre de
nacimiento y los ingresos de los graduados universitarios, quienes no son afectados por la ley de
escolaridad obligatoria (la restricción ya no existe).
En la tabla IV (provista debajo) se muestran los principales resultados. Empleando el método de
variables instrumentalescon el trimestre de nacimiento como instrumento, se obtiene que las
estimaciones del retorno al ingreso de cada año adicional de educación obtenidos por mínimos
cuadrados en dos etapas (2SLS) son de alrededor de 7.6%, levemente mayor que el resultado arrojado
por OLS. Las diferencias entre las estimaciones por 2SLS y OLS aumentan después de controlar por
variaciones en educación según estado y otros controles. También se encontró un menor nivel de salario
para la gente de raza negra, en comparación a los blancos, esta diferencia es de alrededor de un 30% y
puede deberse, entre otras cosas, a las diferencias socioeconómicas que existía entre razas en el periodo
tratado y tambien a menor calidad educativa.
El estudio concluye destacando que las diferencias en los estimadores de OLS y 2SLS del retorno
monetario a la educación obtenidas en el paper son estadísticamente insignificantes, pero tienden a
sugerir que el sesgo por variables omitidas o el error de medición en educación inducen un sesgo hacia
abajo en la estimación por OLS del retorno de la educación. Según los autores, esta evidencia arroja
dudas acerca de la importancia del sesgo de variables omitidas en la estimación por OLS del retorno de
la educación, al menos para una cantidad de años de educación cercana a los obligatorios en USA.
Brua, Maximiliano
Casali, Franco Giovani
Galuccio, Tomás
Passeggi, Franco
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Brua, Maximiliano
Casali, Franco Giovani
Galuccio, Tomás
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