Elecciones, trayectorias y desigualdades en el acceso a la educación superior: Un análisis con base en el panel de jóvenes evaluados por PISA 2009 en Uruguay Página web: http://epaa.asu.edu/ojs/ Artículo recibido: 6-30-2023 Facebook: /EPAAA Revisiones recibidas: 30-4-2024 Twitter: @epaa_aape Aceptado: 30-4-2024 archivos analíticos de políticas educativas Revista académica evaluada por pares, independiente, de acceso abierto y multilingüe Arizona State University Volumen 32 Número 41 30 de julio 2024 ISSN 1068-2341 Elecciones, Trayectorias y Desigualdades en el Acceso a la Educación Superior: Un Análisis con Base en el Panel de Jóvenes Evaluados por PISA 2009 en Uruguay Tabaré Fernández Aguerre & Maximiliana Cedréz Universidad de la República Uruguay Citación: Fernández Aguerre, T., & Cedréz, M. (2024). Elecciones, trayectorias y desigualdades en el acceso a la educación superior: Un análisis con base en el panel de jóvenes evaluados por PISA 2009 en Uruguay. Archivos Analíticos de Políticas Educativas, 32(41). https://doi.org/10.14507/epaa.32.8277 Resumen: La universidad uruguaya presenta una “paradoja de acceso”: Diseño institucional abierto y matriculación restringida. Esto conforma un problema para la política educativa y el análisis sociológico relacionado con los perfiles de ingresantes y los procesos de selección social subyacentes. Dos son las preguntas centrales: ¿Quiénes acceden a la Universidad de la República (UDELAR)?; y ¿Cuánto pesan las experiencias anteriores y los orígenes sociales? La novedad que proponemos aportar es mediante el análisis de datos excepcionales, combinando la Encuesta aplicada en el año 2014 a una muestra nacional representativa de los jóvenes evaluados por PISA en el año 2009, y de microdatos administrativos generados por la UDELAR. La ventana de observación es de 10 años, con información socioeconómica del hogar de origen, trayectoria en la Educación Media, eventos laborales, eventos familiares, ingreso y elección de una o más de una carrera al ingreso. Esto nos permite ordenar el papel lógico, estableciendo la precedencia temporal y robusteciendo la base empírica permitiendo formular inferencias causales. En particular, nuestro objetivo principal será poner a prueba tres hipótesis que permiten articular el https://doi.org/10.14507/epaa.32.8277 Archivos Analíticos de Políticas Educativas, Vol. 32, No. 41 2 papel de “condensación de desigualdades” que el tipo de transición a la adultez tendría sobre el acceso a la ES. Palabras clave: elección educativa; transición educativa; desigualdades Choices, trajectories and inequalities in access to higher education: An analysis based on the panel of youth evaluated by PISA 2009 in Uruguay Abstract: The Uruguayan university presents an “access paradox”: Open institutional design and restricted enrollment. This constitutes a problem for educational policy and sociological analysis related to the profiles of entrants and the underlying social selection processes. There are two central questions: Who accesses the University of the Republic (UDELAR)? and How much weight is given to previous experiences and social origins? The novelty that we propose to contribute is through the analysis of exceptional data, combining the Survey applied in 2014 to a representative national sample of young people evaluated by PISA in 2009, and administrative microdata generated by the UDELAR. The observation window is 10 years, with socioeconomic information on the home of origin, trajectory in secondary education, work events, family events, income and choice of one or more than one career upon entry. This allows us to order the logical paper, establishing temporal precedence and strengthening the empirical base, allowing causal inferences to be formulated. In particular, our main objective will be to test three hypotheses that allow us to articulate the role of “condensation of inequalities” that the type of transition to adulthood would have on access to HE. Key words: educational choice; educational transition; inequality Escolhas, trajetórias e desigualdades no acesso ao ensino superior: Uma análise a partir do painel de jovens avaliados pelo PISA 2009 no Uruguai Resumo: A universidade uruguaia apresenta um “paradoxo de acesso”: Desenho institucional aberto e matrículas restritas. Isto constitui um problema para a política educativa e para a análise sociológica relacionada com os perfis dos ingressantes e os processos de seleção social subjacentes. São duas questões centrais: Quem acessa a Universidade da República (UDELAR)? e uanto pesam as experiências anteriores e as origens sociais? A novidade com a qual nos propomos contribuir é através da análise de dados excepcionais, combinando o Inquérito aplicado em 2014 a uma amostra nacional representativa de jovens avaliados pelo PISA em 2009, e microdados administrativos gerados pela UDELAR. A janela de observação é de 10 anos, com informações socioeconômicas sobre o domicílio de origem, trajetória no Ensino Médio, ocorrências de trabalho, ocorrências familiares, renda e escolha de uma ou mais carreira no ingresso. Isso nos permite ordenar o papel lógico, estabelecendo precedência temporal e fortalecendo a base empírica, permitindo a formulação de inferências causais. Em particular, o nosso principal objetivo será testar três hipóteses que nos permitam articular o papel de “condensação das desigualdades” que o tipo de transição para a idade adulta teria no acesso ao ensino superior. Palavras-chave: escolha educacional; transição educacional; desigualdade Un análisis con base en el panel de jóvenes evaluados por PISA 2009 en Uruguay 3 Elecciones, Trayectorias y Desigualdades en el Acceso a la Educación Superior. Un Análisis con Base en el Panel de Jóvenes evaluados por PISA 2009 en Uruguay La Educación Superior (en adelante, ES) de Uruguay es única en América Latina, por su diseño institucional. Entre 1835 y 1984, autorizó una única universidad, la Universidad de la República (en adelante UDELAR), de carácter estatal. Desde entonces, se crearon 5 universidades privadas y una segunda pública. Pero, a la fecha, la UDELAR sigue siendo la institución de educación superior (IES) más importante: recibe el 87% de la matriculación (MEC, 2020, pp. tabla II-7.1.1). La Formación Docente (FD) fue establecida en 1880 con una institucionalidad separada de la UDELAR (Fernández et al., 2021). A lo largo del del siglo XX, la política educativa, inscripta en una matriz de bienestar proto- universalista (Filgueira & Filgueira, 1994), ha garantizado oportunidades de continuidad en la ES, base de la movilidad social intergeneracional en el país (Boado, 2008). La Ley General de Educación de 2007, supuso otro paso más en la protección universal, al consagrar el derecho a la educación hasta los 18 años y la obligación de completar una trayectoria escolar desde los 4 años hasta graduarse de la Educación Media. La democratización de la ES ha sido otra persistencia institucional. Entre 1912 y 1920, los gobiernos fueron reduciendo y luego eliminando los pagos por la colegiatura, las mensualidades, las colaciones de grado y otros derechos universitarios. Toda la ES pública se hizo gratuita. Desde 1930, el ingreso a las carreras universitarias (salvo contadas excepciones), tiene como único requisito el haber completado el Bachillerato de la Educación Secundaria; es decir, no hay exámenes de ingreso ni cupos para ingresar. Los Institutos Normales se localizaron en cada capital departamental ampliando así las oportunidades territoriales de acceso a la ES, aunque manteniendo un status no universitario hasta el presente. En 1959 comenzaron en la ciudad de Salto, los cursos de Abogacía, siendo la primera carrera universitaria; fueron seguidos por Agronomía, Veterinaria, Arquitectura, Administración, Sociología y Música hasta los 2000. Desde el Rectorado de Arocena y su “Segunda Reforma” (2007-2014) la política de descentralización impulsada concretó la creación de más de 40 programas en 8 ciudades del interior (Arocena, 2007; Bentancur, 2014; Fernández, 2014).Durante la década pasada, la matrícula de toda la ES (y por tanto la tasa bruta) se incrementó en forma sostenida: en 2012 ingresaban en la UDELAR alrededor de 15.500 alumnos, alcanzando los 19.188 en 2018, es decir, 26% más en 6 años. Ahora bien, esta excepcionalidad institucional contrasta con la matriculación. En la cohorte entre 25 y 29 años, nuestras estimaciones con base en el Censo de Población de 2011 (último difundido hasta el presente) hallamos que el 18.4% había cursado o estaban cursando estudios universitarios (tanto en grado como en posgrado). Si se agregan las IES no universitarias, la matriculación alcanzaba al 25.5%. La desigualdad de oportunidades educativas (DOE) tiene su primer clivaje en el territorio: un joven residente en Montevideo tiene 2.2 veces más de chance de haber cursado que un par suyo residente en la región noreste de la frontera con Brasil, y 1.8 veces más que otro residente en el Litoral Noroeste. El segundo clivaje es la edad. Bucheli, Cardozo y Fernández (2012, pp. 1778-180) estimaron que el 81% de los estudiantes que habían completado la Educación Media antes de los 20 años, se habían matriculado. El tercer cliva es el origen social. Los autores informaron que el acceso estaba asociado al status ocupacional tanto del padre como de la madre a los 15 años, así como con la tenencia de ciertos bienes del hogar, como una computadora, que denotan una inversión en capital cultural. En síntesis, el acceso a la ES carece de “barreras a la entrada” desde hace décadas, y sin embargo, sigue siendo muy reducida la elección de continuar estudios. De aquí surgen las dos Archivos Analíticos de Políticas Educativas, Vol. 32, No. 41 4 preguntas que aborda este trabajo: ¿qué mecanismos explican esta elección marginal por estudiar en la ES? y ¿en qué momento del curso de vida operan para des-incentivar la elección universitaria? Antecedentes En Uruguay, el interés por explicar el acceso a los niveles medio y superiores del sistema educativo, así como la conclusión de cada uno de ellos y el aprendizaje logrado, han sido parte medular de la sociología de la educación desde que, s inicios de los años noventa Germán Rama presentara el primer estudio de la CEPAL sobre calidad y equidad en la Educación Primaria (CEPAL, 1991). La investigación sobre la desigualdad de oportunidades educativas (DOE) fue guiada hasta fines de los dos mil, predominantemente, por la teoría de la reproducción y se hizo con base en estudios cross-section. Por la misma época, la investigación sobre el acceso a la ES, también se inspiró en aquella teoría, y utilizó fuentes censales poblacionales o universitarias. En conjunto, esta investigación mostró “fotos” razonables sobre la asociación entre clases sociales o capital cultural y logros; e hipotetizó sobre eventos y mecanismos generadores de la desigualdad. Desde mediados de los dos mil, los estudios sobre el curso de vida de tipo longitudinal (sean retrospectivos, de panel o de pseudo-panel), avanzaron en aquella dirección. Cardozo y Iervolino (2009) presentaron un estudio de pseudo-páneles con base en las Encuestas Continuas de Hogares (ECH), donde estimaron las tendencias en la experiencia de los cinco eventos clásicos de la transición (salida de la escuela, ingreso al mercado de trabajo, la maternidad/paternidad, conyugalidad y emancipación). Los autores aportaron evidencia para rechazar la idea de que entre los jóvenes aún estaba extendido el modelo clásico de la transición. La tenencia temprana de hijos en la mujer y el ingreso al mercado de trabajo en el varón, estaban asociados al abandono post-primaria. En la segunda década del presente siglo, este tipo de estudios se profundizó por la realización de los estudios longitudinales con base en PISA 2003, PISA 2009 (Boado & Fernández, 2010; Cardozo, 2015, 2018; Fernández et al., 2013); con TERCE 2013 (ANEP, 2021) y con datos administrativos (Cardozo, et al., 2023). La investigación se orientó a los mecanismos y se orientó por la pregunta general sobre cómo la desigualdad social de origen se transmitía a los hijos a lo largo de la trayectoria educativa, donde ciertos “eventos” permitían a algunos estudiantes acumular capital cultural y a otros acumular fracasos escolares. Esta investigación, además, fue consolidando el argumento de que, “al menos para el caso de Uruguay, los efectos primarios de la DOE asociados al rendimiento y a la progresión escolar son ampliamente prevalecientes, mientras que los efectos secundarios, vinculados a las elecciones, tienen un impacto comparativamente menor” (Cardozo, 2018, p. 39).Una línea análoga de avance ha sido llevada adelante estudiando las trayectorias de los ingresantes en la UDELAR, mediante la fusión de bases de datos generadas administrativamente por la UDELAR. Fiori & Ramírez presentaron en 2014 una primera estimación del abandono en la UDELAR, ubicándola en el 34% de los estudiantes censados en 2007. Marco Teórico Esta sección inscribe nuestro trabajo en el marco más general del estudio de la DOE. Adopta la distinción en el explanadum propuesta por Cardozo (2018) entre rendimientos y elecciones. Esquematiza el debate entre las dos teorías predominantemente utilizadas y enuncia las dos teorías que guían el análisis. Efectos Primarios de los Orígenes Sociales Boudon (1982) nombró como “efectos primarios” de la estratificación al papel causal del origen social de los estudiantes sobre el rendimiento en la etapa obligatoria de la educación. Respecto Un análisis con base en el panel de jóvenes evaluados por PISA 2009 en Uruguay 5 de este explanandum, su teoría no es controversial con las teorías de la reproducción (TR) expuestas por Bourdieu y Passeron (1998) y Bernstein (1971) en los años sesenta. Interesa destacar que esta coincidencia es pacíficamente señalada por los más importantes representantes de las teorías de elección racional (TER) en educación (Erikson et al., 2005). En ambas teorías, los explanans denotados son muy similares: la clase ocupacional, la educación materna, el capital cultural, la socialización familiar o los códigos lingüísticos, todos en tanto que características adscriptas. Los padres interactúan con cada niño, inculcándole lenguajes y modos de conducta legitimados y eficaces en su entorno. Los adultos invierten (transforman) recursos económicos en juguetes didácticos, libros, paseos, películas, obras de teatro, computadoras, escuelas pre-escolares, cursos extracurriculares, para preparar y apoyar la alfabetización. Una primera diferencia entre las TR y las TER se explicita al considerar la relación entre las elecciones y su origen social. Siendo muy esquemáticos, diremos que el actor adulto de la TR transforma, incluso con pleno conocimiento, en estrategia y acciones, aquello que objetivamente está determinado en su condición social. Las relaciones sociales objetivas pre-existentes se vuelven expectativas que guían sus elecciones. Aquellas son, en la teoría de B&P, disposiciones cognitivas, trabajo pedagógico incorporado, el resultado de la inculcación del capital cultural. La TER supone, al contrario, que, frente a una elección educativa, el actor recopila información sobre beneficios diferidos e inmediatos, estima subjetivamente costos directos e indirectos, y opta por el curso de acción de mayor utilidad (G. Becker, 1964; Boudon, 1982; Breen & Goldthorpe, 1997). La decisión no ignora la posición ocupacional de su hogar de origen, pero no la reproduce: incluye incertidumbre prospectiva en su elección. Efectos Secundarios de los Orígenes Sociales Las TR y TER divergen en sus explicaciones a medida en que es mayor la edad del estudiante y se hacen explícitas las alternativas de la EM. Para las TR, el peso de los efectos primarios sigue siendo el más relevante aún en el tránsito a la Educación Media Superior y luego a la Superior. En cambio, para la TER, el tránsito, en particular cuando está se halla diversificada curricularmente o institucionalmente segmentada, resulta el primer campo de elección racional, aún cuando resulta obligatoria. El trabajo seminal fue publicado por Robert Breen y John Goldthorpe en 1997 y su teoría fue denominada Teoría de la Aversión al Riesgo Relativo (TARR). Esta modela eventos que bifurcan la trayectoria en tres opciones: (a) continuar y graduarse; (b) continuar pero fracasar; y (c) no continuar e ingresar al mercado de trabajo. A cada opción, el actor le asigna una probabilidad subjetiva de ocurrencia (Breen & Goldthorpe, 1997). En el cálculo se integran los tres mecanismos de la DOE. En primer lugar, la probabilidad subjetiva de éxito de continuar estudiando en el siguiente ciclo o nivel, que es el resultado de los efectos primarios de la estratificación social sobre el logro académico de los estudiantes. Los éxitos (fracasos) del logro escolar en la trayectoria son subjetivamente asumidos como información para evaluar el éxito probable en el siguiente nivel. Luego opera el mecanismo de los costos: para las clases trabajadoras el costo relativo del acceso y del estudio en el nuevo nivel es mayor que para las clases gerenciales. Aun cuando la ES fuera gratuita, como en el caso de Uruguay, las primeras deben afrontar inversiones en libros, materiales profesionales, indumentaria, espacios y hasta computadoras que las clases gerenciales y propietarias ya cuentan naturalmente. Finalmente, opera el mecanismo específico de la aversión al riesgo relativo: cada sujeto estima los beneficios futuros de continuar en términos de la probabilidad de ingresar al menos en un empleo del mismo status que sus padres (R. Becker, 2022). El mecanismo aplicado sobre diferentes posiciones de origen social, conlleva a elecciones diferentes, medidas lógicamente por la definición de una “meta educativa ambicionada” diferente. De aquí que términos como “expectativas”, “planes”, “ambiciones”, y también Archivos Analíticos de Políticas Educativas, Vol. 32, No. 41 6 “preocupaciones” han sido parte importante del arsenal de medidas hechas para operacionalizar los conceptos de racionalidad en la TER (R. Becker, 2022; Stocké, 2007; van de Werfhorst & Hofstade, 2007). Estas expectativas, al contrario de la TR, están orientadas hacia el futuro y son causadas por la aversión a la movilidad social descendente. No estarían relacionadas por lo tanto, con el capital cultural (van de Werfhorst & Hofstade, 2007, p. 397). Ahora bien, la teoría ha sido sometida a decenas de pruebas, principalmente en países de Europa y en Israel, con resultados generales consistentes con algunas de las hipótesis. Las mediciones sobre el segundo mecanismo han sido controversiales por razones de precedencia temporal, colinealidad y validez de constructo (Barone et al., 2018; R. Becker, 2022 van de Werfhorst & Hofstade, 2007). Más aún, y tal como señala Cardozo (2018), el problema inferencial más importante es que “los resultados empíricos observados son igualmente consistentes con las hipótesis rivales, entre ellas, las de la reproducción cultural” (p. 38). El Trabajo Pedagógico: La Teoría de Bourdieu & Passeron Nuestro interés es modelizar la trayectoria educativa sobre la base de eventos en la trayectoria escolar que objetivarían la reproducción intergeneracional del capital. Compartimos la premisa de Bourdieu (1987) que “es imposible dar cumplida cuenta del mundo social a no ser que re-introduzcamos el concepto de capital en todas sus manifestaciones”. Nuestro enfoque está alerta de las críticas recientes (Blanco, 2017; Cardozo, 2018; Jæger, 2022; Tan, 2020) . Podríamos esquematizar la expresión general de la TR en la versión de Bourdieu y Passeron (en adelante, B&P) en inputs, mecanismos, condicionalidad y outputs. En primer lugar, la transmisión intergeneracional de capital requiere, como en el ciclo clásico del capital en Marx, de trabajo vivo y de trabajo muerto. B&P identifican primero el volumen y estructura del capital cultural de los padres en sus tres especies; incorporado (habitus), institucionalizado (credenciales) y objetivado. Obsérvese que descartamos la interpretación anglosajona más típica que denota al capital cultural como “familiaridad con la cultura escolar dominante” y descarta el capital institucionalizado (Lareau & Weininger, 2003). El mecanismo general hipotetizado por B&P es el trabajo pedagógico sobre el niño, siendo el primario el hecho por la familia, y secundario, el hecho por la escuela. Aceptamos la crítica, entre otros, de Jæger respecto a la vaguedad con que los autores identifican los mecanismos relativos a las prácticas culturales, en particular propias la etapa de la infancia y la adolescencia: actividades culturales, inversiones, participación pasiva o familiaridad (Jæger, 2022). Sin embargo, esta crítica soslaya la importancia de dos mecanismos recurrentes y cotidianos que operan desde la primera infancia y a lo largo de todo el curso de vida. El primero y fundamental es la transmisión de capital cultural a través de la interacción lingüística entre padres e hijos. La reproducción comienza al hablarle al niño en diferentes registros y modos verbales, y controlarlo (v.g. formar su moral). tal como lo documentó, entre otros, Bernstein (1971). El segundo mecanismo es la conducción del proceso de escolarización a través de decisiones de inversión escolar: para este trabajo nos focalizaremos específicamente en la matriculación en la educación privada. En tercer lugar, B&P enuncian la condicionalidad temporal del trabajo pedagógico. Su “productividad”, es decir, la sanción positiva en un evento escolar dependerá de la consistencia del hábitus (duradero e irreversible) que ha sido inculcado por el trabajo pedagógico previo, y regresando hasta el trabajo pedagógico primario, es decir, el ocurrido en la primera infancia (principal, aunque no exclusivamente, a cargo de los padres). Finalmente, el trabajo pedagógico culmina en la creación de capital cultural en los hijos. El output de la reproducción también es capital cultural en el hijo y en las tres especies. Observaremos este capital a través de la experiencia de eventos del curso de vida que marcan distinciones en los habitus y en las Un análisis con base en el panel de jóvenes evaluados por PISA 2009 en Uruguay 7 credenciales: la escolarización a los 4 años o antes, la asistencia a la educación privada, la reprobación de un grado o el nivel de aprendizajes. La Teoría del Contexto Institucional de Trow Atribuimos el papel de explanans complementario al contexto histórico e institucional de la matriculación en la ES. Nos focalizaremos en las proposiciones originalmente presentadas por Martin Trow (1972), la cual ha sido confrontada, por ejemplo, por la tesis de la desigualdad centenaria persistente (Shavit & Bloosfeld, 1993). La controversia sobre los límites de las políticas de democratización de la educación superior se mantiene muy vigente hasta el día de hoy (Didou- Aupeti & Chiroleu, 2022). Trow (1972) sostuvo que el crecimiento de la matrícula de las universidades tenía relación con el aumento tendencial de la demanda y, también, por la propia transformación de la ES. Desde 1945, los países centrales pusieron en marcha políticas que condujeron a la creación de “universidades de masas” junto con las tradicionales “universidades de elite” en un sistema nuevo de educación superior. Trow (1972) fijó el umbral de esta transformación al traspasarse el 15% de la matriculación del “grupo de edad” en la ES (p. 64). La transformación del sistema implicó un cambio en el tipo de estudiantado atendido. Las “universidades de elite” reclutaban jóvenes con un origen de clase altamente homogéneo, y además, mayormente masculino. Las nuevas Instituciones de Educación Superior (IES) incluyeron las clases intermedias y progresivamente más mujeres. Sin embargo, ninguno de estos dos ejes de transformación implicó cuestionar la temporalidad de los eventos de transición a la adultez. Aún en condiciones de expansión, ratificó implícitamente el modelo clásico de moratoria social hasta que no se hayan concluido los estudios. Esta doble condicionalidad, explicaría por qué Trow (1972) cuestionaba la estructura y funciones de las IES cuando el sistema supera la barrera del 50% o 60% de matriculación del grupo de edad respectivo. Superado este umbral, el diseño institucional conllevaría a importantes frustraciones para quienes transitaron a la adultez (activos y padres) y se proponen obtener un título sin dedicación a tiempo completo (Trow 1972, p. 72). Es de rigor comentar que Trow establece asociaciones sin proponer un mecanismo institucional por los cuales esa heterogeneidad creciente es promovida u obstaculizada. El debate regional en las dos décadas pasadas ha propuesto dos grandes vías. Por un lado, la política curricular democratiza cuando introduce el diseño de las carreras con altos grados de flexibilidad en los tiempos y secuencias del cursado, mayor movilidad horizontal entre carreras, grillas horarias que contemplen a los estudiantes económicamente activos, etc. Por el otro, cuando se hace política social educativa a través de tres grandes instrumentos: (a) subsidios a los costos indirectos; (b) políticas de cuidado que permitan atender a los hijos de los estudiantes mientras que éstos están en clases; y (c) políticas de mentoría (Fernández et al., 2022). Sostenemos que estos mecanismos conformaron el contexto institucional que se habría generado con la implementación de la “Segunda Reforma” para acompañar el tránsito desde una universidad masificada a una universidad universalizada (Arocena, 2007; UDELAR-Rectorado, 2000). y muy particularmente con la Ordenanza de Estudios de Grado de 2013 y los nuevos planes de estudio flexibles aprobados entre 2013 y 2014. Los ingresos a la ES luego de 2014 se habrían beneficiado de este nuevo contexto institucional. Hipótesis Hipótesis Nº1. Si la teoría de la reproducción social es correcta en sus pretensiones, debería observarse que, en todos los eventos, las probabilidades de experimentarlos difieren en forma significativa según la posición de clase en la estructura social del estudiante. El aspecto crucial de la hipótesis Archivos Analíticos de Políticas Educativas, Vol. 32, No. 41 8 radica en realidad, en que los efectos primarios de la desigualdad no menguarían conforme se transita desde la primera infancia a la juventud, y que, por lo tanto, la matriculación universitaria seguiría manteniendo una desigualdad de clase significativa (Bourdieu & Passeron, 1998, pág. 115). Hipótesis Nº2. En cada uno de estos eventos, el capital cultural está asociado a la experiencia de los eventos de la trayectoria escolar para cuyo éxito se requiere trabajo de conversión, elección e inculcación. Hipótesis Nº3. Derivada de la exposición mínima que hemos reseñado de Trow (1972), si fuera correcta, expondría en que la masificación conllevaría una mayor proporción de ingresantes en cada cohorte de edad ingresaría a la UDELAR más allá de la edad normativa (17-20 años). Hipótesis Nº4. La proposición máxima de la teoría de Trow (1972) conllevaría una mayor heterogeneidad en los cursos de vida de los ingresantes, entendida por tal en relación a la experiencia de eventos de actividad laboral y parentalidad. Metodología El estudio usa el panel con base en PISA 2009 y construye probabilidades condicionales de experimentar eventos sucesivos ordenados temporalmente. Las dos variables dependientes finales identifican quienes se matriculan en la ES y en la UDELAR, así como el tipo de programa al que accede por primera vez. Conformación del Panel PISA-L 2009-2018 Se utilizaron tres fuentes de datos. La base está conformada por la muestra nacional de PISA 2009 (en adelante, P09), del cual retenemos las variables antecedentes de clase social y trayectoria escolar hasta los 15 años. La segunda fuente es el “Estudio longitudinal de los jóvenes evaluados por PISA en 2009” (en adelante, PISA09-UYLS), realizado con una submuestra aleatoria estratificada de los estudiantes evaluados por P09 (Cardozo, 2015). Las variables laborales y demográficas son tomadas de esta fuente, y por tanto informadas hasta cumplidos los 20 o 21 años de edad. En tercer lugar, para los encuestados de PISA09-UYLS que hubieran ingresado a la UDELAR, fusionamos sus registros administrativos contenidos en el Sistema General de Bedelías (SGB) y en el Sistema de Gestión Administrativa de la Enseñanza (SGAE). Técnicamente, se trata de una submuestra del total de ingresados a la ES; la denominados PISA-UDELAR. El conjunto de estos datos permite una ventana de observación de 10 años con información del estudiante sobre la situación socioeconómica del hogar de origen a los 15 años, de su trayectoria en Educación Media Básica y Superior, experiencia laboral, eventos familiares, sobre el ingreso a UDELAR y sobre su elección en una o más carreras de ingreso. Por tanto, son óptimos para controlar el papel lógico de las variables, estableciendo precedencia temporal y robusteciendo la base empírica que permita establecer inferencias causales. Eventos Intermedios y Matriculación Los eventos intermedios de la trayectoria escolar conforman las variables dependientes intermedias para probar la hipótesis Nº2. Hemos seleccionado siete: (i) inscripción en la educación inicial; (ii) reprobación del primer grado de primaria; (iii) elección del sector institucional de Media Básica; y (iv) nivel de competencias PISA en matemática. Entenderemos que los eventos i, y iii son eventos de elección que requieren reconversión de capital, y que los eventos ii, y iv son eventos de capitalización del trabajo pedagógico creando un habitus. Las variables dependientes finales están definidas por la matriculación en la ES (2014) y en la UDELAR en 2014 y 2018. Con base en Boado & Fernández (2010) hemos mantenido el criterio de Un análisis con base en el panel de jóvenes evaluados por PISA 2009 en Uruguay 9 establecer la primera inscripción a cualquier carrera de Educación Superior, como la fecha de ingreso al nivel, así como esa referencia como la primera entre las instituciones. Clase y Capital Cultural La medición de clase social, requerida para la hipótesis Nº1, se tomará aplicando el Esquema de Erikson, Goldthorpe y Portocarero (1992) aplicado a la ocupación preminente en el hogar entre las declaradas del padre y de la madre tal como las relevó P09. Utilizamos el esquema de cuatro agrupamientos de clase: las clases de servicio (I y II) integradas por grandes propietarios, gerentes, profesionales universitarios, docentes, las clases de pequeños propietarios autoemepleados (IV); las clases intermedias de trabajadores no manuales en la administración, el comercio y los servicios, con mediana o baja calificación (III); y las clases de trabajadores manuales calificados y no calificados (V, VI y VII). El capital cultural será medido a través de la especie institucionalizada y de la especie objetivada. La primera consiste en el nivel educativo más alto cursado entre el padre y la madre según lo registró P09. La segunda variable es un índice compuesto de “bienes escolares” tales como un escritorio para estudiar, libros escolares, un computador propio, software educacional, libros técnicos, diccionario (PISA/OECD, 2012, pp. 280-289). Estadísticos El análisis utiliza dos tipos de instrumentos estadísticos para evaluar las hipótesis. En primer lugar, utilizamos estadìsticos bivariados resultantes de tablas de contingencia, coeficientes de asociación (V de Crammer; γ de Goodman & Kruskal) y riesgos relativos (RR). La elección depende de la proposición a testear (Cortés & Rubalcava, 1987). La primera evaluación de las hipótesis se hará por este medio. En segundo lugar, estimamos doce modelos logísticos de matriculación con los cuales probamos sucesivamente las hipótesis expuestas hasta llegar a cuatro modelos finales. De estos modelos interesa reportar dos aspectos: las variables que no son significativas en la prueba de hipótesis y el ajuste a los datos (mediante el estadístico del pseudo R2 de McFadden). El propósito es, por un lado, descartar efectos individuales de alguno de los mecanismos hipotetizado, y por el otro, considerar el aporte combinado (“pooled”) de las hipótesis. Controles por Raza y Lengua Materna En la bibliografía existe un extendido consenso, tanto teórico como empírico, en considerar también la raza o etnia y la lengua materna como factores de desigualdad primaria para las trayectorias y logros escolares, pero especialmente, para el acceso universitario. Sin embargo, estos factores son excepcionalmente utilizados en los estudios locales. La autoidentificación de raza/etnia no es parte de los cuestionarios PISA o TERCE aplicadas en el país, tampoco fue incluido en las evaluaciones hechas en Primaria o Media por la ANEP o por el INEE. En la Encuesta 2014 incluimos esta medición tal como lo ha hecho el INE desde 2006 en las Encuestas de Hogares o en el Censo de Población de 2011. La autoidentificación lingüística se incluyó por primera vez en PISA 2009, con el propósito específico de registrar los hablantes de portuñol (Fernández et al., 2016), pero en los posteriores ciclos se descartó. Limitaciones del Análisis Reconocemos cuatro problemas de validez en las inferencias que presentamos. En primer lugar, lidiamos con un problema evidente de endogeneidad, tanto en las hipótesis del trabajo pedagógico como en las hipótesis sobre las transiciones de ciclo de vida. El examen empírico y Archivos Analíticos de Políticas Educativas, Vol. 32, No. 41 10 consiguiente prueba estadística del supuesto de exogeneidad de los regresores está bien estudiado para los modelos lineales (Greene, 2012; Gujarati, 2004; Wooldridge, 2010). Sin embargo, existe menor estudio sobre este problema en modelos con variable dependiente dicotómica, en especial, logísticos (Baum et al., 2012). Otro debate clásico en la sociología de la educación refiere a los sesgos por utilizar evaluaciones de aprendizaje en ciertos niveles o grados, ignorando las probabilidades diferenciales de participación. Por ejemplo, en PISA no observamos a los que abandonaron. La proporción de jóvenes de 15 años asistentes a la Educación Media se estimó en el 82% (Peri et al., 2010, p. 47). Ahora bien, al no contar con el marco muestral completo de la cohorte edad, no resulta factible aplicar los procedimientos estándares de estimación en dos etapas o un modelo de selección de Heckmann (Cameron & Trivedi, 2010, p. 556 y ss). La tercera limitación deriva del debate para determinar el universo de quienes están en riesgo de experimentar eventos educativos, en particular en la EMS y en la ES. Robert Mare (1980) argumentó clásicamente que sólo debía estudiarse las desigualdades de ingreso entre quienes estaban habilitados a ingresar. James Heckmann ha advertido que con esta selección se sesgan las estimaciones porque ignora las probabilidades diferenciales de habilitación (Cameron & Heckmann, 1998) Las soluciones dependen del ajuste de modelos en dos o tres etapas, cuyos correctivos tienen efectos fuertes y no sistemáticos sobre las distribuciones, con lo cual las controversias no resultan pacíficamente aceptadas. Optamos por lo tanto, por hacer todas las estimaciones sobre toda la muestra PISA09-UYLS. La cuarta limitación refiere al diseño longitudinal de una cohorte utilizado. La prueba de la teoría de Trow (1972) requiere de variabilidad en las edades de ingreso y del control de la experiencia de otros eventos de transición a la vida adulta; v.g. diferenciar los efectos del período (“reforma curricular”) del efecto edad (de los 18 a los 24 años). Observar qué proporción de jóvenes han experimentado el evento de matriculación a la edad normativa y a una edad posterior, por ejemplo, a los 24 o 25 años. PISA09-UYLS, al ser un panel de una sola cohorte edad, no permite distinguir entre la prueba de un efecto y la prueba del segundo. Hallazgos Están organizados en cuatro apartados. El primero se ocupa de una primera y general discusión de las hipótesis Nº1 y Nº3 en lo que tienen de común: estimar la determinación de clase y de edad en el acceso a la ES y la UDELAR para los dos contextos institucionales observados. El segundo apartado presenta las estimaciones para los eventos de elección y capitalización del trabajo pedagógico a lo largo de la trayectoria escolar pre-universitaria. El tercer apartado se concentra en los eventos de transición y el cuarto realiza la prueba conjunta de los tres mecanismos y ajusta un modelo combinado final. El Ingreso según Clase y Edad La Tabla 1 presenta el acceso a la Educación Superior para la Cohorte PISA09-UYLS. Un 38.3% de los jóvenes había inscripto en alguna institución de educación superior (IES) de Uruguay o del extranjero hasta 2014. De ellos, el 27.3% lo había hecho, en primera instancia, en la Universidad de la República y un 2.9% en IES privadas. Un 8.4% había elegido ingresar a una IES pública no universitaria, tal como la Formación Docente (en adelante, FD) o las carreras tecnológicas del Consejo de Educación Técnico Profesional (en adelante, UTU) o las Escuelas de Oficiales Militares o de Policía1. 1Es de advertir que si bien la Universidad Tecnológica (UTEC), de carácter público y radicada exclusivamente en el interior, fue creada en 2013, no fue hasta 2015 que comenzó a ofertar carreras. Un análisis con base en el panel de jóvenes evaluados por PISA 2009 en Uruguay 11 Tabla 1 Acceso a la Educación Superior hasta 2014 e Inscripción a la UDELAR hasta 2018 Institución de Educación Superior (IES) Educación Superior Sub muestra PISA09UYLS (2009-2014) Inscriptos UDELAR Sub muestra PISA UDELAR (2009-2018) Universidad de la República (UDELAR) 27.1% 27.1% Otras IES 11.2% 3.8% Universidades y otras IES privadas 4.4% 1.2% Formación Docente, Tecnológicos de UTU, Escuelas Militares y otras IES no universitarias públicas 6.5% 1.1% IES estranjeras 0.4% 0.4% Jóvenes sin acceso a la ES hasta 2014 que inscriben en UDELAR entre 2015 y 2018 4.4% Fuente: Elaboración propia con base en microdatos fusionados PISA09UYLS y microdatos administrativos de UDELAR. La ventana de observación extendida a 2018, registra un 33.9% de inscriptos en la UDELAR. En cuatro años, esta participación creció algo más de seis puntos. La Tabla 1 desagrega este crecimiento, mostrando que compuso en dos terceras partes, por jóvenes que en 2014 no habían accedido a ninguna IES, en tanto que el restante procedió de una movilidad horizontal en el nivel, originados en orden decreciente, de IES privadas y otras IES públicas no universitarias. Desconocemos qué proporción accedió hasta 2018 a otros sectores institucionales de la ES (tales como Formación Docente, Tecnológica, seguridad o privados), ni qué proporción de matriculados en la UDELAR migró a otras IES. Por lo que no es posible inferir cuál sería el acceso total a la Educación Superior. Es razonable pensar con base en antecedentes, que la Formación Docente haya captado también nuevos estudiantes que ingresaron luego de los 20 años de edad, y que también la UTU habría captado matrícula, aunque en una proporción más reducida. La relación entre la clase social y el acceso a una IES o a la UDELAR, sea en 2014 o en 2018, sea con toda la muestra o con la submuestra de estudiantes que ingresaron en los Bachilleratos, es consistente con la primera hipótesis. La magnitud de la asociación medida por la V de Cramer menor cuando se estima con la submuestra de ingresantes en bachilleres. El riesgo relativo (RR) tiene magnitudes muy similares para el acceso a todas las IES (2014) y para la UDELAR (2018). Sin embargo, el RR es mayor para UDELAR en 2014 que en 2018, lo que resulta un primer indicio, aunque leve, consistente con la hipótesis 4. A continuación se presenta la Tabla 2. Archivos Analíticos de Políticas Educativas, Vol. 32, No. 41 12 Tabla 2 Riesgos Relativos y Coeficiente V para la Relación entre Clases Social y Acceso a la ES y a la UDELAR: Todo el Panel y Sólo Ingresantes I & II IV III V/VI/VII V de Cramer Toda la muestra PISA-L A la ES (2014) 3.5 2.8 1.6 1.0 0.43 A la UDELAR (2014) 4.1 3.5 1.9 1.0 0.36 A la UDELAR (2018) 3.5 3.1 1.9 1.0 0.37 Sólo ingresados en Bachillerato A la ES (2014) 2.6 2.2 1.4 1.0 0.40 Fuente: Elaboración propia con base en microdatos fusionados PISA09UYLS y microdatos administrativos de UDELAR. Ahora bien, si la hipótesis Nº4 fuera correcta, debería observarse una media y una mediana por sobre los 20 años y una proporción importante de estudiantes ingresando “tardíamente” a la Universidad. Al graficar la probabilidad de ingresar a la UDELAR en función de la edad se observan tres tramos. El primero es hasta los 19 años de edad en el cual ingresa el 21.4% de la cohorte. La curva tiene una menor pendiente entre los 20 y los 23 años, acumulando un 9.7% adicional. Finalmente, entre los 23 y los 25 años, crece un 2.2%. A continuación se presenta la Gráfica 1 con la probabilidad de matricularse en la UDELAR según la edad (2011 a 2018). Gráfica 1 Tabla de Vida con Probabilidad de Matricular en la UDELAR según Edad (2011 a 2018) Un análisis con base en el panel de jóvenes evaluados por PISA 2009 en Uruguay 13 Capital Cultural y Trayectoria Este segundo apartado se ocupa de testear cuatro eventos que revelan estrategias de reproducción y sus resultados, en cada caso, estimando la probabilidad condicional para cada nivel de capital cultural. Estima la existencia de la asociación bivariada, e infiere si la magnitud de la relación es consistente con las hipótesis Nº1 y Nº2. La Educación Inicial. La cohorte nacida entre 1993 y 1994, ingresó a Primaria entre 1999 y 2000. Experimentó la expansión de la Educación Inicial de nivel 5 años impulsada por la Reforma Educativa (Operti & Villagrán, 2003). Dado que recién en 1999 la Ley impuso la obligatoriedad del nivel, la estrategia de clase tuvo tres elecciones: (i) no asistir; (ii) asistir al nivel 5 años; y (iii) ingresar más desde el nivel 4 años. La asociación hallada es estadísticamente significativa, en la dirección esperada, pero de magnitud baja (V=0.17; a=0.00). La distribución incondicional muestra una próxima universalización de la asistencia, que sólo se reduce levemente en hogares con bajo capital cultural, y llega a un máximo cuanto hay alto capital. Las diferencias más marcadas, aunque tampoco en forma significativa, están en la opción por la más temprana escolarización: el RR para un niño de bajo capital cultural reduce un 40% frente a otro originario en un hogar de alto capital. La distribución tiende a vaciarse en la celda de la inasistencia para el hogar de alto capital. La magnitud de la asociación distribución rinconal es sustantivamente mayor (𝛾 = −0.40; 𝑎 = 0.00). En Uruguay, el fracaso en la adquisición de la lecto-escritura rudimentaria en el primer grado es administrativamente sancionado con la repetición. Esta puede observarse en grados superiores, pero con una prevalencia mínima. La Tabla 3 informa que la relación entre capital cultural y reprobación es estadísticamente significativa, pero de magnitud moderada (V=0.31; a=0.00). El riesgo de reprobar es 5 veces mayor entre un hogar con bajo capital cultural que en otro con alto capital. Este evento muestra claramente la bifurcación del trabajo pedagógico, muy particular de los hogares con alto capital. La elección del programa académico y el sector institucional en la Educación Media resulta el tercer evento por el que opera el mecanismo de reproducción. La Tabla 3, panel 4, muestra que la relación entre el capital cultural y el programa de Educación Media Básica (EMB) elegido para transitar ese nivel formal es estadísticamente significativa, aunque de magnitud baja (V=0.26; a=0.00). Cuando se observan los RR se hace claro que tanto la elección por la Técnica como la Privada describen estrategias de reproducción cultural diferenciada. El riesgo de elegir el sector privado entre los hijos con bajo capital cultural es 10 veces menos que el riesgo entre hijos de alto capital. En la Técnica el riesgo es 4.8 veces mayor. El clivaje nuevamente es de nuevo, entre alto capital y los restantes niveles. El cuarto mecanismo del trabajo pedagógico es la capitalización de la trayectoria escolar en conocimientos. La Tabla 3 panel 4, presenta la distribución conjunta del capital cultural y las competencias matemáticas según PISA. La asociación es estadísticamente significativa, aunque de magnitud baja (V=0.17; a=0.00). Los RR para situaciones extremas, en cambio, son importantes. Un estudiante originario de un hogar con bajo capital cultural tiene un riesgo 10 veces menor de estar en uno de los niveles de excelencia matemática, pero 3 veces mayor de estar entre los analfabetos PISA en comparación con un estudiante de alto capital. Se observa el mismo clivaje en resultado del trabajo pedagógico, entre alto capital y los restantes valores. Si aceptamos la hipótesis que los niveles 4, 5 y 6 describen las competencias más apropiadas para la integración a la ES, entonces debemos decir que alcanzar esa frontera del trabajo pedagógico escolar es sólo viable para una pequeña proporción de jóvenes “herederos”, y para uno de cada cinco originarios de capital cultural medio Archivos Analíticos de Políticas Educativas, Vol. 32, No. 41 14 alto. Para adelantarnos a las conclusiones, este es un problema claro de productividad del trabajo pedagógico que condiciona la democratización de la ES. Tabla 3 Clases Sociales (EGP) y Eventos de la Trayectoria Educación Superior (alto capital) Media Superior Media Basica Hasta Primaria (bajo capital) [1] Matriculación en la educación inicial No matriculó 0.09 0.12 0.16 0.24 Matriculó en nivel 5 años 0.08 0.13 0.15 0.25 Matriculó en el nivel 4 años o antes 0.83 0.75 0.68 0.51 Riesgo relativo sobre alto capital cultural 1.0 0.9 1.0 0.7 [2] Repetición de al menos un grado en Primaria 0.09 0.20 0.31 0.47 Riesgo relativo sobre alto capital cultural 1.0 2.6 3.1 5.0 [3] Matriculación en EMB General Pública (EMBG) 0.51 0.73 0.79 0.73 Técnica (EMBT) 0.05 0.08 0.13 0.22 Privada (EMBP) 0.44 0.19 0.07 0.04 Riesgo relativo Mat Privada sobre alto capital cultural 1.0 0.4 0.2 0.1 [4] Conocimientos en Matemática evaluados por PISA Niveles 4, 5 y 6 (excelencia) 0.22 0.09 0.04 0.02 Niveles 2 y 3 0.53 0.50 0.43 0.23 Niveles 0 y 1 (Analfabetismo matemático) 0.25 0.41 0.53 0.75 Riesgo relativo excelencia sobre alto capital cultural 1.0 0.4 0.2 0.1 Riesgo relativo Analfabetismo sobre alto capital cultural 1.0 1.6 2.1 3.0 Fuente: Elaboración propia con base en microdatos fusionados PISA09UYLS y microdatos administrativos de UDELAR. Un análisis con base en el panel de jóvenes evaluados por PISA 2009 en Uruguay 15 Empleo e Hijos en la Transición Corresponde testear la Hipótesis Nº4 en su proposición sobre la mayor heterogeneidad social que habría de observarse al haberse democratizado las condiciones de cursado post-reforma curricular. Si aquella fuera correcta, debería observarse una reducción de la condicionalidad en el ingreso para aquellos que ya comenzaron la transición. Hasta 2014, el 72% de los estudiantes ingresados en la UDELAR no tenían ninguna historia laboral, en tanto que entre los matriculados en el conjunto de la ES esa categoría fue del 68%. Si sumamos a los inactivos que habían tenido historia laboral, los guarismos son 78% y 81%. Para quienes ingresaron entre 2015 y 2018 a la UDELAR, el indicador se contrajo al 12%. Si añadimos los inactivos con historia laboral, llegamos al 36%. A su vez, los desocupados ingresantes representaron otro tercio. Claramente, los estudiantes ingresados en los dos tramos de edades corresponden a categorías muy distintas del curso de vida. Sin embargo, este análisis enfrenta una limitación severa de truncamiento. No conocemos cuál era la condición de actividad hasta 2018 de los que ingresaron en otra IES, o de aquellos que no continuaron estudiando hasta la ES. Sólo conocemos cuál era su condición de actividad y su historia laboral. Por lo tanto, la información sobre esta transición sólo puede hacerse válidamente usando información hasta 2014. Con base en la totalidad del panel PISA09-UYLS, hallamos que existe una asociación estadísticamente significativa y de magnitud moderada (V=0.32; a=0.00) entre matriculación y condición de actividad, aunque también se identifica el vaciamiento de la celda “ocupados que ingresan” (𝛾 = 0.47; 𝑎 = 0.00). La asociación es muy levemente menor cuando se analizan los ingresantes a la UDELAR en 2014. El hallazgo más interesante es cuando se considera cuál era la condición de actividad a los 20 años y el ingreso a la UDELAR entre los 21 y los 25 años. La asociación es estadísticamente significativa pero de magnitud despreciable (V=0.09; a=0.00). La segunda dimensión de la transición es la maternidad/paternidad, o más brevemente parentalidad, y el correlato de la asunción de tareas cotidianas de cuidado con menores de edad en el hogar2. Hasta 2014, la parentalidad era un evento marginal en este panel (16%), y entre los que habían experimentado, sólo el 8% habían ingresado a la ES. La relación es significativa, baja (V=0.28; a=0.00) pero muestra una fuerte sensibilidad rinconal (𝛾 = −0.81; 𝑎 = 0.00). En el momento de ingresar a la UDELAR, sólo 3.3% de los nuevos estudiantes declararon haber tenido hijos, siendo el doble la proporción de estudiantes madres que de padres. Aquí aplica la misma nota metodológica hecha en el apartado anterior, por lo que en delante utilizamos únicamente la información de la Encuesta 2014. La Gráfica 2 compara jóvenes con y sin responsabilidades parentales. A los 20 años, la estimación muestra 25 puntos porcentuales de diferencia en la probabilidad de ingresar a la UDELAR para unos y otros. Entre los 23 a 25 años, se observa una mayor “velocidad de ingreso”, para el grupo de quienes tienen responsabilidades parentales: 5 puntos porcentuales en lugar de los 2.5 para los restantes. La evidencia es ínfima, pero en la dirección consistente con una hipótesis de masificación, del tipo que esperaría Trow (1972) ante este fenómeno. 2El cuestionario aplicado en 2014 por la primera ronda de PISA09-UYLS incluyó un módulo para registrar uso del tiempo en la realización de diferentes tipos de tareas de cuidados a menores cohabitantes en el hogar del entrevistado. Archivos Analíticos de Políticas Educativas, Vol. 32, No. 41 16 Gráfica 2 Edad de ingreso a la UDELAR hasta 2018 según la condición de parentalidad del estudiante La hipótesis derivada de Trow (1972) propicia construir una tipología combinando las dos transiciones examinadas. La Tabla 4 muestra las distribuciones univariadas y la probabilidad de acceder a la ES, a la UDELAR para cada tipo de transición y tiempo. Tabla 4 Ingreso a la Educación superior según hayan experimentado el primer empleo y la parentalidad hasta 2014 Ninguna Laboral Parental Ambas Proporciones dentro de: Todo el Panel PISA09-UYLS 0.28 0.56 0.05 0.11 Sub-muestra ES 2014 0.67 0.31 0.01 0.01 Sub-muestra UDELAR 2014 0.71 0.28 0.01 0.00 Sub-muestra UDELAR 2018 0.28 0.69 0.01 0.03 Riesgos relativos RR Ingreso ES 2014 29.5 6.8 7.9 1.0 RR ingreso UDELAR 2014 4.1 3.5 2.0 1.0 Tal como se puede apreciar, hasta 2014 los ingresantes a la ES son abrumadoramente, del tipo “estudiantes puros” que no han experimentado ni la transición laboral ni la parental. No habría diferencia aquí si el ingreso fuera a la UDELAR, o al resto de las IES. Se observa un segundo tipo de estudiantes compuesto de quienes experimentaron la transición al mercado de trabajo y están Un análisis con base en el panel de jóvenes evaluados por PISA 2009 en Uruguay 17 activos. La probabilidad de que haya estudiantes con responsabilidad de sus propios hijos (activos o inactivos laboralmente), es prácticamente nula. Para 2018, los ingresantes a la UDELAR muestran un cambio importante: la moda es el estudiante que ha ingresado es el tipo laboralmente activo y en segundo lugar, el inactivo puro. Sigue siendo excepcional el tipo de estudiante a cargo de responsabilidades. Prueba Conjunta de los Mecanismos Este último apartado expone el contraste de los mecanismos: los efectos primarios de clase (Hipótesis Nº1), de la inculcación del capital cultural (Hipótesis Nº2); de la heterogeneidad etaria (Hipótesis Nº3) y de la heterogeneidad por transiciones (Hipótesis Nº4). La variable dependiente los modelos I es la matriculación en la UDELAR hasta 2014 en tanto que los modelos II refieren a 2018. Las variables independientes son la clase social, el capital cultural en sus dos especies y la tipología de transiciones. Todos incluyen controles por raza, sexo y lengua. Se ajustan para todo el panel. Si las hipótesis Nº1 fuera los modelos I y II deberían tener el mismo ajuste. Si la hipótesis Nº2 fuera correcta, las dos variables de capital cultural serían significativas aun cuando están especificados los eventos del trabajo pedagógico. Si las hipótesis Nº3 y Nº4 fueran correctas, deberían observarse una reducción en el Pseudo R 2 de McFadden entre los modelos específicos I al II para los modelos 3 y 4. En la Tabla 5 se puede observar, en el sentido de las columnas, que la clase social tiene el menor explicativo. Tanto las trayectorias como las transiciones parecerían funcionar mejor como mecanismos de la desigualdad de oportunidades de ingreso. El modelo combinado I.D para 2014, mejora aún más la explicación que cualquiera de los tres por separado y genera pocos cambios en la significación de los determinantes. Ni la asistencia a la educación inicial ni la elección de sector en EMB, generan cambios en la probabilidad de matricular. Las competencias PISA hacen diferencia entre los niveles 0, 1 respecto de los superiores. Obsérvese, al especificar así el modelo, el uso de portuñol no genera desigualdades marginales. Tabla 5 Variables no Significativas por Bloque e Indicadores de Ajuste para el Modelo Completos. Cuatro muestras estimadas [I] Matriculación en UDELAR hasta 2014 (todo el PANEL09- UYLS) [II] Matriculación en UDELAR hasta 2018 (todo el PANEL09- UYLS) Modelos ajustados No significativas (*) Pseudo R2 de McFadden No significativas (*) Pseudo R2 de McFadden [A]Desigualdades de clase Clase IV 0.14 Clase IV 0,14 [B] Modelo clases + capital cultural + eventos Clase IV Capital medio bajo (EMB) Capital medio alto (EMS) Educación inicial EMB Privada Nivel 3 Nivel 4 0.29 Clase IV Capital medio bajo (EMB) Capital medio alto (EMS) Educación Inicial EMB Privada Nivel 3 Nivel 4 0,28 Archivos Analíticos de Políticas Educativas, Vol. 32, No. 41 18 [I] Matriculación en UDELAR hasta 2014 (todo el PANEL09- UYLS) [II] Matriculación en UDELAR hasta 2018 (todo el PANEL09- UYLS) Modelos ajustados No significativas (*) Pseudo R2 de McFadden No significativas (*) Pseudo R2 de McFadden [C] Tipos de transición Portuñol 0.32 - - 0.29 [D[ Modelo desigualdades primarias + eventos + transición Clase IV Clase III Capital cultural bajo (Prim) Capital medio bajo (EMB) Capital medio alto (EMS) Educación Inicial Nivel 2 Nivel 3 Nivel 4 Portuñol 0.42 Clase IV Clase III Capital cultural bajo (Prim) Capital medio bajo (EMB) Capital medio alto (EMS) Educación Inicial EMB Privada Nivel 2 Nivel 3 Nivel 4 Portuñol 0,38 Fuente: elaboración propia con base en microdatos fusionados PISA09UYLS y microdatos administrativos de UDELAR. (*) Variables no significativas en relación a la categoría de referencia con a>0.05. Categorías de referencia: clase: clases I y II. Educación Inicial: no cursantes. Repetición: no repetidores. EMB Privada: EMB Pública. PISA: niveles 5 y 6. En cambio, al leerse por filas, se constata que con excepción del modelo A, todos los Pseudo-R2 se han reducido, en particular los modelos C y D. Tal como lo proponía la Hipótesis Nº1, las desigualdades primarias siguen teniendo efecto discriminante aun cuando el contexto institucional y la edad han cambiado. Conclusiones En términos generales, este trabajo aportó evidencia novedosa para recontextualizar el debate sobre la democratización de la Educación Superior, introducido en el país desde la Conferencia Regional de las Américas en la Educación Superior de la UNESCO realizada en La Habana, de 1996 y transformada en objetivo estratégico de la UDELAR en su “Segunda Reforma”. Muy especialmente, uno de nuestros objetivos fue testear el papel mediador de las transiciones a la adultez entre las desigualdades primarias de clase, género y territorio sobre el acceso. El trabajo se organizó primero, en torno a la pregunta sobre ¿qué mecanismos explican esta elección marginal por estudiar en la ES? La respuesta se ha apoyado en el contrapunto de las teorías de la reproducción y de teorías que otorgan un papel activo a los cambios institucionales. Del lado de las primeras, los hallazgos son consistentes con la persistencia de los efectos primarios de la desigualdad de clase aún cuando se trata de explicar la elección por la ES. Pero, además, la evidencia respalda el efecto específico que tiene el capital cultural a través de dos vías: el trabajo pedagógico en la concreción (o evitación) de eventos escolares que permiten la acumulación en los hijos, y un efecto directo sobre el acceso. Un comentario importante para realizarse: aún para explicar el ingreso Un análisis con base en el panel de jóvenes evaluados por PISA 2009 en Uruguay 19 a la UDELAR, la reprobación en primaria es un evento de bifurcación. Ahora bien, al contrario de lo observado con la clase, el efecto del capital cultural y de los eventos se reduce entre 2014 y 2018, cuando hipotetizamos que cambió el contexto institucional y curricular de la UDELAR. El análisis desde las dos hipótesis ancladas en Trow (1972) nos permitió mostrar lo imperioso que resulta contextualizar el acceso a la ES, observando la ocurrencia de la transición a la adultez en las esferas laboral y familiar. Sabemos que, en Uruguay, el curso de vida de los jóvenes ya no está estandarizado, y por tanto, es minoritario el tipo de transición sociodemográfica de la “moratoria.” Sin embargo, el ingreso a la ES y a la UDELAR sigue estando condicionado por estos eventos. La evidencia es muy débil, pero consistente con lo propuesto por la Hipótesis Nº4: la masificación de la UDELAR y los mecanismos de la “Segunda Reforma” habrían generado una mayor heterogeneidad etarea, pero además de cursos de vida. En síntesis, estos hallazgos motivan a profundizar en el debate sobre el perfil de ingreso de los estudiantes en Educación Superior, y en la UDELAR en particular, evidenciando la vigencia de las viejas desigualdades y la relevancia de la transición a la adultez en la matriculación en ES. La desigualdad de oportunidades educativas en el acceso a la ES persiste, pero los mecanismos identificdos aquí operan al menos 10 años antes que los jóvenes evalúen los riesgos de continuar estudiando. Ahora bien, esta evidencia si bien es consistente con la teoría de la reproducción, no implica lógicamente falsear la teoría de la aversión al riesgo en las elecciones de continuidad educativa. El diseño del estudio, en particular la especificación de los modelos dejó sin resolver problemas de auto-selección y endogeneidad. En consecuencia, no podemos dirimir concluyentemente si las personas tuvieron espacios para elegir entre alternativas y hacer una evaluación de riesgos. Referencias Administración Nacional de Educación Pública (ANEP). (2021). Transición y trayectorias en la educación media básica en Uruguay. Análisis longitudinal a partir del panel TERCE. ANEP. Arocena, R. (2007). Hacia la generalización y diversificación de la enseñanza terciara publica. Rectoradol, Universidad de la República. Barone, C., Triventi, M., & Assirelli, G. (2018). Explaining social inequalities in access to university: A test of rational choice mechanisms in Italy. European Sociological Review, 34(5), 554-569. doi:https://doi.org/10.1093/esr/jcy028 Baum, C., Dong, Y., Lewbel, A., & Yang, T. (2012). Binary choice models with endogenous regressors. Stata Conference 2012. Stata Incorporated. 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Archivos Analíticos de Políticas Educativas, Vol. 32, No. 41 22 Sobre los Autores Tabaré Fernández Aguerre Universidad de la República tabare.fernandez@cienciassociales.edu.uy https://orcid.org/0000-0001-5019-7882 Doctor en Sociología (El Colegio de México, 2004). Profesor Titular de Sociología (Dedicación Total). Coordinador del Grupo de Investigación Territorios, Desigualdades y Transiciones (TDT). Departamento de Sociología, Facultad de Ciencias Sociales, Universidad de la República. Maximiliana Cedréz Universidad de la República cedrezmaxi@gmail.com https://orcid.org/0000-0003-3598-8293 Licenciada en Sociología y estudiante de la Maestría en Políticas Públicas (Facultad de Ciencias Sociales, UDELAR, Uruguay, 2021-2023). Ayudante del Instituto de Sociología Jurídica de la Facultad de Derecho y Asistente del Núcleo de Estudios Interdisciplinarios sobre Sociedad, Educación y Lenguaje en Frontera, Universidad de la República. archivos analíticos de políticas educativas Volumen 32 Número 41 30 de julio 2024 ISSN 1068-2341 Los/as lectores/as pueden copiar, mostrar, distribuir, y adaptar este artículo, siempre y cuando se de crédito y atribución al autor/es y a Archivos Analíticos de Políticas Educativas, los cambios se identifican y la misma licencia se aplica al trabajo derivada. Más detalles de la licencia de Creative Commons se encuentran en https://creativecommons.org/licenses/by-sa/4.0/. Cualquier otro uso debe ser aprobado en conjunto por el autor/es, o AAPE/EPAA. La sección en español para Sud América de AAPE/EPAA es publicada por el Mary Lou Fulton Teachers College, Arizona State University y la Universidad de San Andrés de Argentina. 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