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El peso de los factores contextuales en la asistencia a la secundaria entre los adolescentes costarricenses segun la informacion censal.

The relevance of contextual factors on secondary school attendance among Costa Rican adolescents according to census information

Introduccion

La no asistencia a la educacion formal entre los jovenes es un problema que viene aquejando a los sistemas educativos en America Latina (Espindola y Leon, 2002; Terigi, 2009). En Costa Rica, entre 1950 y 1980, se observo una tendencia de creciente cobertura de la poblacion joven por parte del sistema educativo. Sin embargo, la crisis economica de inicios de la decada de los ochenta detuvo esa tendencia y dificulto la retencion de los jovenes en la secundaria (PEN, 2005, 2008, 2011, 2013). La literatura psicologica y sociologica reconoce que la permanencia en el sistema se explica por determinantes individuales y familiares (Arguedas y Jimenez, 2008; Berns, 2012; Espindola y Leon, 2002; Fernandez, 2009; Montero, Rojas, Zamora y Rodino, 2012; Roman, 2009); adicionalmente, hay evidencia creciente de que los factores de la comunidad tambien pueden determinar el acceso de los jovenes a la educacion (Hallinger y Murphy, 1986; Patterson, 2008; Rendon, 2014; Wodtke, Harding y Elwert, 2011).

El objetivo principal del articulo es mostrar si hay caracteristicas contextuales de las comunidades costarricenses -el denominado "efecto de barrio" o "neighborhood effect"- que esten asociadas estadisticamente con la asistencia al sistema educativo, controlando por las caracteristicas individuales de los jovenes y de sus hogares, y usando datos censales. Los resultados pueden ser utiles para planear estrategias de deteccion de jovenes excluidos del sistema escolar mediante la utilizacion de perspectivas comunitarias mas eficientes y politicas publicas a nivel comunitario.

Relacion entre asistencia a la educacion y caracteristicas de la comunidad

La relacion entre los ninos y los jovenes, por un lado, y las instituciones educativas como agentes socializadores por otro, esta mediada por factores de muy diversos niveles: desde la familia, la escuela y la comunidad en los niveles mas cercanos a los estudiantes, hasta las politicas publicas, el contexto sociocultural o el sistema economico imperante en una sociedad (Berns, 2012; Bronfenbrenner, 2005). Por consiguiente, la asistencia al sistema escolar esta determinada por multiples factores. Las teorias que ligan al contexto del estudiante con su desempeno educativo se fundamentan generalmente a partir del concepto de capital social (Bourdieu, 1986; Coleman, 1988; Putnam, 1993). El capital social se refiere a todos los recursos disponibles para una persona o conjunto de personas que surgen de sus relaciones sociales con otras personas y organizaciones. Para Bourdieu (1986) en particular, estas relaciones sociales son desarrolladas y mantenidas para poder generar beneficios actuales o futuros, y por eso se consideran como "capital"; ademas, todo tipo de capital (economico, social, cultural) es intercambiable ("fungible") con el fin de producir los beneficios esperados.

Tal y como lo senala Portes (2000), el capital social en su operacionalizacion se ha definido de distintas formas de acuerdo con los objetivos de la investigacion; senala tres vertientes: el capital social como fuente de beneficios mediados por la familia, como fuente de control social, y como fuente de beneficios que surgen de relaciones no familiares. La primera definicion fomento la investigacion sobre el papel de la familia en el exito escolar (Dika y Singh, 2002). Segun esta literatura, el estudiante tiene mas posibilidades de mantenerse en el sistema escolar y obtener mejores calificaciones si cuenta con el apoyo familiar, tanto en terminos afectivos como en terminos de disponibilidad de recursos economicos (por ejemplo, Moreira-Mora, 2007; Trejos, 2010; Tyler y Lofstrom, 2009). Ademas, para Coleman (1988), la familia es la primera instancia del control social que constituye el capital social, pues establece las normas explicitas o implicitas que se cumplen a traves del sentido del honor o pertenencia y la necesidad de mantener la cohesion del grupo familiar. Por el contrario, para Bourdieu (Bourdieu, 1986; Dika y Singh, 2002; Portes, 2000), el capital social de un individuo esta constrenido por su posicion de clase, pues se entiende que el capital social comprende una serie de recursos para mantener la reproduccion del sistema. Desde este punto de vista, los estudiantes de clases dominantes tendrian mayor acceso a recursos surgidos de sus interacciones sociales que los estudiantes provenientes de otras clases sociales.

Desde estas perspectivas, la familia es un ambito primordial de normas y accesos diferenciales a los recursos, pero no es el unico; la comunidad surge entonces como el siguiente ambito para delimitar e intercambiar los recursos y normas del capital social. En los ejemplos que cita Coleman (1988) de la comunidad como proveedora de ese capital social, los lazos no familiares se entienden como parte de una "gran familia". La comunidad establece limites respetados por sus miembros para asegurar su propio bienestar: "Una comunidad con normas fuertes y efectivas sobre el comportamiento de los jovenes los puede mantener alejados de la buena vida" (Coleman, 1988, p. S105). La delimitacion de que es una comunidad para que esta sea fuente de capital social varia de acuerdo con los recursos requeridos por los individuos. Por ejemplo, para Portes y MacLeod (1996), el capital social de los ninos inmigrantes esta relacionado con su identificacion y nexos con su comunidad etnica; para Coleman (1988), una comunidad puede surgir de organizaciones sociales apropiables: organizaciones formales o informales en las que sus miembros encuentran vias para conseguir objetivos en comun.

Aunque no toda comunidad se puede definir por su delimitacion geografica (Agnew, 1989), la distancia fisica esta altamente asociada a la distancia social; cuanto mas cerca este un individuo de otros miembros de un colectivo, se esperaria que tenga mas cantidad de interacciones con estos. El "barrio" surge entonces como un ambito para el desarrollo del capital social, a tal punto que se genera el concepto de capital comunitario, el cual comprende el desarrollo de los distintos capitales (economico, social, cultural, ambiental) dentro de una comunidad definida generalmente por limites geograficos, que buscan la sostenibilidad y resiliencia de la misma (Callaghan y Colton, 2008). El factor politico es importante dentro de la configuracion del capital comunitario, si los gobiernos y las organizaciones locales estan involucrados en el planteamiento y ejecucion de politicas educativas (Terigi, 2009). Este concepto de capital comunitario se asocia con el modelo bioecologico de Bronfenbrenner (2005), al comprender que las relaciones sociales en el micronivel se facilitan y desarrollan en varios niveles de agregacion, desde la comunidad fisica hasta la sociedad en general.

En el contexto mexicano, Solis y Puga (2011) delinean los mecanismos que pueden ligar el nivel socioeconomico del lugar de residencia con el logro educativo. Algunos de estos mecanismos se relacionan con caracteristicas de las instituciones educativas -la calidad y disponibilidad de las mismas en los lugares de la localidad donde se vive-, mientras que otras se asocian con las caracteristicas fisicas y sociales del lugar -como las normas sociales y expectativas posiblemente provenientes de las familias que habitan la localidad, o las restricciones fisicas a las actividades rutinarias que le permiten al estudiante proseguir sus estudios efectivamente-. Si se entrelazan estos tipos de factores, se podria considerar que las caracteristicas del contexto fisico del joven pueden facilitar su interaccion con su centro educativo, en particular si este es visto como parte de la comunidad (Bronfenbrenner, 2005). Hallinger y Murphy (1986) encuentran en Estados Unidos que las instituciones educativas ubicadas en areas de nivel socioeconomico bajo tenian menos "efectividad" administrativa que otras instituciones. Domingos (1989) y Lizasoain, Joaristi, Lukas y Santiago (2007) describen interacciones entre el nivel economico de las instituciones o las comunidades y el de las familias para predecir el rendimiento academico. Estos autores fundamentan su analisis en el marco teorico de Coleman (1988); argumentan que los centros educativos de nivel socioeconomico alto se benefician al poder contratar personal mas calificado, pero tambien de un mayor interes de los padres de familia en interactuar con la institucion. Otras investigaciones analizan el "efecto de barrio" sobre el rendimiento escolar entre estudiantes de minorias; las asociaciones varian segun la comunidad etnica que se analice (Eamon, 2005; Pong y Hao, 2007; Portes y McLeod, 1996). En ellas, se emplea el argumento de que las ventajas de las interacciones interpersonales (particularmente el involucramiento familiar) favorece a los estudiantes en su desempeno escolar, pero tambien se plantea que los problemas de rendimiento academico entre hijos de inmigrantes pueden ser explicados por barreras erigidas por el capital social de sus companeros "nativos". Coleman (1988) acuna el termino "closure" ("cerrazon") para explicar que las redes sociales altamente cohesionadas pueden beneficiar a los miembros que estan dentro de la red, pero se convierten en circulos cerrados con barreras para que las personas ajenas a la red puedan aprovechar los recursos del conglomerado. En este caso, los "barrios etnicos" podrian favorecer a los estudiantes que pertenecen a la comunidad, pero desfavorecer a los que no se identifican con ella.

En el caso especifico de la permanencia en el sistema educativo, a partir de un diseno cuasi experimental, Kling, Liebman y Katz (2007) concluyen que la migracion hacia barrios con un mejor bienestar socioeconomico favorece la retencion de las mujeres -pero no de los hombres- en las instituciones educativas. Wodtke, Harding y Elwert (2011) operacionalizan la desventaja economica de los barrios utilizando datos censales sobre pobreza, beneficios sociales, tipos de hogares, clima educativo y estructura ocupacional. Estos autores encuentran un "efecto de dosis": cuanto mayor sea el tiempo durante el que se residio en las areas con mayor desventaja, mayor es la probabilidad de no graduarse de la secundaria. Patterson (2008) tambien encuentra asociacion entre el nivel de pobreza y la probabilidad de graduarse en Estados Unidos segun datos censales; la asociacion es mas fuerte entre la poblacion caucasica que entre la poblacion afroamericana o la hispana. Rendon (2014) muestra que el porcentaje de graduados de secundaria en un barrio esta asociado con una menor probabilidad individual de terminar la secundaria, pero la relacion esta mediada por las caracteristicas de la institucion educativa. La explicacion teorica de sus hallazgos por parte de estos ultimos autores se centra mas en las desventajas del contexto fisico y de pobreza de los jovenes, y su incidencia en su rendimiento como estudiantes.

Asistencia al sistema educativo en America Latina y Costa Rica

Las investigaciones latinoamericanas sobre la permanencia de los estudiantes en el sistema educativo reconocen que el fenomeno se debe a una multiplicidad de factores economicos, sociales y personales (Espindola y Leon, 2002; Fernandez, 2009). En Uruguay, Cardozo (2010) cita las razones que aportan los estudiantes para desafiliarse de la educacion media. Estas razones incluyen la necesidad de trabajar, el desinteres por el estudio, el rendimiento academico bajo o el inicio de la procreacion; aclara que la importancia relativa de estas razones varia de acuerdo con la edad en la que se da el abandono al sistema escolar. Roman (2009) aduce que se tienen que comprender los factores exogenos (caracteristicas individuales y familiares de los estudiantes) y endogenos (pedagogia, caracteristicas fisicas y educativas del centro educativo, disponibilidad de docentes) para comprender el fracaso escolar; ella encuentra que en Chile, los jovenes de 14 a 15 anos, sobre todo hombres de bajos ingresos, tienen mayor riesgo de no asistir a la educacion formal. Alcazar (2009) describe patrones similares en Peru. Encuentra ademas que el empezar una union conyugal o procrear hijos, asi como tener malas relaciones con los progenitores, aumentan el riesgo de dejar las aulas. Cuando se describen las razones de no estudiar, se citan tanto las relacionadas con necesidades economicas como el desinteres por la educacion o los problemas de bajas calificaciones. La insercion en el mercado laboral tambien esta asociada a la no asistencia a la educacion, aunque la autora senala que no se puede definir claramente cual de los dos fenomenos incide directamente en el otro, pues la secuencia temporal de los dos eventos (trabajo y abandono del sistema escolar) pueden darse en forma diferente. Fernandez (2010a, 2010b) argumenta para Uruguay que los jovenes experimentan distintas transiciones en las que a veces la insercion laboral precede a la desafiliacion educativa, y a veces la sucede, pero que la acumulacion de la desafiliacion y el acceso precario al mercado laboral, sobre todo sin acceso a la seguridad social, conforman un mecanismo claro de exclusion social para los jovenes. Aristimuno (2009) y Fernandez (2009) explican que en Uruguay los estudiantes que tienen una mala opinion sobre estudiar tienen menos probabilidades de estar asistiendo a la secundaria; asociado a este fenomeno, con datos longitudinales, Fernandez (2009) muestra que los jovenes que obtenian malas calificaciones en la primera entrevista, tenian mayores probabilidades de dejar de estudiar en las entrevistas subsecuentes.

Las caracteristicas del contexto tambien estan determinadas por la segregacion o la concentracion de poblaciones caracterizadas como "minoritarias" por la sociedad dominante. La relacion entre el logro educativo y el capital social de las comunidades migrantes descritas en Estados Unidos (Eamon, 2005; Pong y Hao, 2007; Portes y McLeod, 1996) tiene sus variantes en el caso latinoamericano. Si bien es cierto que las razones para no asistir a la secundaria que dan los jovenes inmigrantes son parecidas a las que dan los jovenes nacionales (Rodriguez Romero, 2014; Tijoux, 2013), los jovenes inmigrantes se enfrentan a situaciones particulares que incrementan su probabilidad de abandono del sistema. Los jovenes nicaraguenses en secundarias costarricenses estan mas expuestos a la necesidad de desplazarse en forma mas constante (Rodriguez Romero, 2014). Los ninos y jovenes inmigrantes peruanos cumplen una funcion particular en las areas urbanas pauperizadas de Santiago de Chile. Su incorporacion al sistema educativo permite mantener abiertas a las instituciones escolares que experimentan decrecimientos en su poblacion estudiantil; sin embargo, los estudiantes se enfrentan a tratos discriminatorios no solo en las instituciones, sino en los mismos barrios segregados, lo cual les puede afectar en su trayectoria educativa (Tijoux, 2013).

Un contexto de discriminacion y poco apoyo es el que enfrentan los estudiantes indigenas en los sistemas escolares latinoamericanos. Aparte de sus propias desventajas socioeconomicas -mayores necesidades de trabajar o de participar en labores domesticas, residir en zonas alejadas poco pobladas-(Murillo Lopez, 2005), al igual que los inmigrantes, la comunidad indigena es percibida como ajena a los objetivos del proceso educativo. Esta situacion se agrava cuando el estudiante tiene a la lengua indigena como su lengua primaria de desenvolvimiento dentro de su comunidad, pero el sistema educativo le imparte lecciones en el idioma oficial. En Peru (Cueto, 2004), los estudiantes cuya lengua materna no es el castellano obtienen menores calificaciones en pruebas estandarizadas y tienen mayor probabilidad de dejar las aulas. No obstante, la literatura documenta ejemplos exitosos en Mexico y Peru, en donde las comunidades o las autoridades promueven la educacion bilingue (Alonso Meneses y Angeles Salinas, 2014; Baronnet, 2013), caracteristica que promueve la asistencia del joven (Rodriguez Lozano, 2012).

En Costa Rica, la mayoria de las investigaciones sobre la no asistencia a la secundaria se ha centrado en aspectos del sistema escolar y en factores individuales de los estudiantes. Entre los factores individuales mas citados se encuentran la desmotivacion o falta de interes hacia el sistema formal, los problemas de aprendizaje, el bajo rendimiento en las evaluaciones, la cantidad de cursos y responsabilidades academicas, y el miedo a la transicion entre la primaria y la secundaria, entre otros (Arguedas-Negrini y Jimenez-Segura, 2008; Castro-Valverde, 2006; Herrera-Vargas, 2012; Moreira-Mora, 2007; Ruiz-Guevara, Castro-Perez y Leon-Saenz, 2010).

Son pocos los estudios en Costa Rica que investigan la asociacion entre el abandono del sistema escolar y los factores contextuales. La mayoria se centra en el papel que juega la familia en el rendimiento escolar. Una serie de investigaciones muestra que la asistencia a la escuela y el colegio es menor en hogares con un nivel socioeconomico precario porque los jovenes tienen que insertarse en el mercado laboral, descuidando las responsabilidades del estudio (Castro-Valverde, 2006; Herrera-Vargas, 2012; Moreira-Mora, 2007). Dentro de los estudios que analizan el nivel socioeconomico como determinante, cabe resaltar aquellos que miden la efectividad de programas publicos destinados al combate a la pobreza. El programa Avancemos -basado en transferencias monetarias a familias de bajos ingresos- ha cumplido con su objetivo de aumentar la retencion del estudiantado en la educacion secundaria (Vargas y Slon, 2012). La educacion de los progenitores predice tambien el logro academico de los jovenes. El denominado "clima educativo del hogaf' explica el rendimiento estudiantil mas alla de las limitaciones economicas (Trejos, 2010); padres con menos anos de escolaridad tienen menos posibilidades de apoyar a sus hijos en las responsabilidades del hogar (Moreira-Mora, 2007). Con una perspectiva mas demografica, Li, Dow y Rosero-Bixby (2014) encuentran que, para cohortes nacidas en los setenta, tener mas hermanos disminuia la probabilidad de mantenerse en el sistema escolar; para las cohortes mas recientes, esta asociacion practicamente desaparece. Otros estudios resaltan las diferencias geograficas en las tasas de desercion estudiantil (PEN, 2011, 2013; Trejos, 2010).

No obstante, salvo Brenes-Camacho (2014), ningun autor ha tratado de relacionar en forma cuantitativa el abandono escolar con las caracteristicas propias de la comunidad. Este investigador encuentra que cuanto mayor es el porcentaje de personas con discapacidad (con limitaciones funcionales), mayor es la tasa de desercion medida a nivel de institucion escolar. Ademas, reporta que cuanto mayor es el porcentaje de hogares con tanque de agua caliente (calentador) en el barrio en el que se ubica una institucion educativa, menor es la tasa de desercion en la institucion. En Costa Rica, la posesion de tanque de agua caliente es un indicador de nivel socioeconomico alto, pues este bien es relativamente caro para el nivel adquisitivo promedio del costarricense. Ambas asociaciones tienen las direcciones esperadas. Una limitacion del analisis de Brenes-Camacho (2014) es que la unidad de analisis es la institucion educativa, y las covariables estan medidas como indicadores agregados que se refieren a la comunidad en la que esta ubicada la secundaria. Por consiguiente, no se puede diferenciar si la asociacion ocurre en el nivel agregado y refleja posibles "efectos de barrio", o si se debe enteramente a dinamicas individuales que se mantienen cuando los datos se agregan.

Cabe aclarar que, en la mayoria de las investigaciones citadas tanto para America Latina como para el caso costarricense, los datos recopilados son transversales, por lo que el indicador medido es la no asistencia al sistema escolar, a pesar de que los autores utilizan conceptos tales como desercion o abandono. Solo Fernandez (2009) cuenta con datos longitudinales, pero prefiere usar el termino desafiliacion en lugar de desercion para explicar que la no asistencia al sistema educativo surge no solo de un fenomeno individual de incumplimiento de normas, sino tambien de procesos excluyentes por parte del Estado para incentivar la permanencia del joven.

Datos y metodos

Los datos provienen del X Censo Nacional de Poblacion y VI de Vivienda de Costa Rica, cuyo trabajo de campo se efectuo entre el 30 de mayo y el 3 de junio de 2011 (INEC, 2011). Para tener mas eficiencia en el procedimiento estadistico, se seleccionaron al azar 1 310 UGM (Unidades Geograficas Minimas) de un total de 13 100 UGM que tenian al menos 10 personas entre los 12 y los 17 anos de edad que aprobaron la primaria pero que aun no habian aprobado la secundaria academica o tecnica. Las UGM son conjuntos de viviendas geograficamente aglomeradas, generalmente delimitadas por calles u otros hitos geograficos; fueron construidas por el Instituto Nacional de Estadistica y Censos (INEC) de Costa Rica para la planeacion del trabajo de campo de los censos de poblacion. La UGM puede ser considerada como una operacionalizacion estadistica del "barrio" en el que vive el joven. Se decidio eliminar UGM con menos de 10 jovenes con las caracteristicas deseadas para evitar problemas de estimabilidad en modelos de regresion con variable dependiente cualitativa. La unidad estadistica basica es el joven de 12 a 17 anos con primaria concluida, pero sin graduarse de secundaria. De esta forma se asegura que el analisis infiere a la poblacion que normativamente deberia estar asistiendo a las instituciones de educacion secundaria (colegios). En la muestra de UGM se tomaron a todos los jovenes que cumplieran con los criterios de inclusion antes esbozados, por lo que se cuenta con una muestra total de 27 987 personas.

La variable dependiente es la asistencia al sistema educativo. Es una variable dicotomica igual a 1 si la persona de dicha edad estaba asistiendo a la educacion regular segun la pregunta censal, condicional a que tiene ya aprobado el ultimo ano de la educacion primaria (seis anos). Esta operacionalizacion tiene varias limitaciones. En primer lugar, no se puede asegurar que esta persona no regresara al siguiente ano a la secundaria. En segundo lugar, no se puede saber si la persona se matriculo en la secundaria y deserto, o si nunca ingreso al septimo ano de educacion formal. Hay entonces varias trayectorias posibles que pueden conllevar a que un joven no este asistiendo a la educacion secundaria (Cardozo, 2010; Fernandez, 2010b) en un momento dado: a) nunca se matriculo en la secundaria; b) se matriculo al inicio del ano lectivo en la secundaria y deserto permanentemente del sistema educativo, por lo que no regresaria a estudiar; c) en el momento censal no estaba asistiendo temporalmente a clases de la secundaria por motivos personales (por ejemplo, trabajo temporal, situacion economica de la familia, enfermedad, etc.), pero piensa volver a matricularse en el siguiente ano lectivo; o d) abandono el sistema de educacion formal que esta definido por fechas de inicio y final del calendario escolar, y planea matricularse en la educacion abierta (educacion en institutos de tutoria en los que el estudiante asume el estudio con su propio ritmo), donde hay mas flexibilidad en las fechas de inicio y finalizacion de los estudios. Las investigaciones basadas en estadisticas oficiales (PEN, 2005, 2008, 2011, 2013) sugieren que la segunda trayectoria (de desercion) es la mas probable, pues hay una alta desercion a mitad del primer ano de la educacion secundaria; sin embargo, no se puede asegurar que sea la unica trayectoria.

Las variables independientes se dividieron en variables individuales y variables de barrio. Las variables individuales se refieren a caracteristicas sociodemograficas de los jovenes y sus hogares (sexo, anos de escolaridad del jefe del hogar, nivel socioeconomico, numero promedio de menores de edad en el hogar, si el hogar tiene al menos un emigrante, condicion laboral, condicion de discapacidad, si la persona nacio en Nicaragua, (1) si es indigena, y si la persona inmigro al lugar de residencia durante los ultimos cinco anos). Dado que el censo de Costa Rica no recolecta informacion sobre el ingreso del hogar, el nivel socioeconomico se operacionalizo construyendo un indice aditivo simple con un puntaje minimo de 0 y un puntaje maximo de 8; el indice suma un punto por cada una de las siguientes condiciones: si la vivienda no es considerada tugurio (construida con material de desecho), si la tenencia de la vivienda no es en precario, si no hay hacinamiento en la vivienda, y tenencia de vehiculos, television por cable, tanque de agua caliente, computadora e internet. Utilizando la Encuesta Nacional de Hogares de 2011, que si contiene informacion sobre el ingreso del hogar, se encontro que el coeficiente de correlacion lineal entre el indice y el ingreso total del hogar es de 0.5046. Ademas, el alfa de Cronbach del indice aditivo es de 0.665.

En cuanto a las otras variables independientes, la discapacidad se operacionaliza como una variable dicotomica que seria igual a 1 si la persona menciona que tiene al menos una de las limitaciones funcionales enumeradas en el censo (limitacion intelectual -retardo mental, sindrome de Down-, mental -enfermedad bipolar, esquizofrenia, etc.-, visual, auditiva, limitacion para hablar, para caminar o para utilizar brazos y piernas). Otra caracteristica importante incorporada como variable independiente es si el joven se declara economicamente activo (ocupado o desempleado buscando empleo). Una clara limitacion de esta variable es su caracter endogeno en el modelo debido a la causalidad inversa: no se puede delimitar si la persona joven dejo los estudios porque estaba trabajando, o si empezo a trabajar debido a que habia dejado los estudios. Sin embargo, dado que el objetivo principal de la investigacion es determinar la asociacion del abandono escolar con las variables contextuales, la incorporacion de la variable individual de si la persona esta economicamente activa o no, cumple la funcion de reducir posibles sesgos de la variable omitida.

Las variables de barrio son agregaciones de la mayoria de las variables individuales: el indice economico promedio del barrio, la escolaridad promedio de los jefes del hogar, la proporcion de hogares con emigrantes, la proporcion de jovenes trabajando, y los porcentajes de personas (no solo jovenes, sino tambien adultos) que son nicaraguenses, indigenas o migrantes internos durante los ultimos cinco anos. El indice economico promedio y la escolaridad promedio son operacionalizaciones similares a las usadas por Solis y Puga (2011). Se decidio separarlos para diferenciar entre un indicador exclusivo de afluencia fisica (el indice economico), y uno que se refiriera unicamente al clima educativo del barrio para diferenciar la creacion de capital social a partir de recursos financieros (consumo) de la creacion del capital social basado en el conocimiento. Para los ultimos tres porcentajes, se juzgo relevante considerar a toda la poblacion y no solo a la poblacion joven, para medir mejor las caracteristicas sociales del lugar de residencia. Por ejemplo, un hijo de inmigrantes nicaraguenses es considerado nativo de Costa Rica, pero puede vivir en un barrio con una poblacion predominantemente migrante.

Adicionalmente, se clasifica a la UGM como rural o urbana de acuerdo con las definiciones censales. Es importante aclarar que las variables que se refieren a la concentracion de poblaciones particulares -inmigrantes, indigenas, migrantes internos- responden a la literatura que describe que la construccion de capital social entre poblaciones denominadas como "minoritarias" es diferente a las del grupo dominante, pues es comparativamente mas limitado el acceso que tienen estos grupos a recursos suficientes que puede aprovechar el estudiante para mantenerse en el sistema educativo (Bourdieu, 1986; Coleman, 1988; Portes y MacLeod, 1996). En el contexto latinoamericano especificamente, el joven "minoritario" (inmigrante, indigena, migrante rural) se enfrenta a dificultades para seguir estudiando no solo por sus caracteristicas individuales, sino tambien por habitar en contextos sociales en los que los procesos de exclusion (por ejemplo, discriminacion, segregacion residencial, infraestructura fisica limitada en zonas alejadas) se exacerban.

Dado que el objetivo principal es medir dinamicas en el nivel de comunidad, se propone utilizar modelos logisticos multinivel. Siguiendo a Wong y Mason (1985), el modelo logistico multinivel o jerarquico se podria describir de la siguiente forma. Sea i el subindice para la microunidad (el joven de 12 a 17 anos), j el subindice para la macrounidad (las comunidades) y k el subindice para cada una de las variables predictoras. Ademas, sea [Y.sub.ij] la variable dependiente (que es igual a 1 si la persona i en el area j no esta asistiendo a clases), y [p.sub.ij] = P([Y.sub.ij]=1), entonces, se supone que Yti es una variable aleatoria Bernoulli con probabilidad igual a [p.sub.ij]. En el primer nivel de analisis (el del individuo):

log = ([p.sub.ij]/1 - [p.sub.ij]) = [[beta].sub.j0] + [[beta].sub.j1] [X.sub.ji] + ... + [[beta].sub.jK] [X.sub.jK]

El coeficiente [[beta].sub.jk] se refiere al coeficiente de regresion de la variable [X.sub.k] para la microunidad i y la macrounidad j.

En el siguiente nivel, la variabilidad de los J coeficientes para las microunidades para la variable k se explica con otra serie de variables independientes de nivel macro [G.sub.jk] de la siguiente forma:

[[beta].sub.jk] = [[eta].sub.0] + [[eta].sub.1] [G.sup.j1] + ... [[eta].sub.K] [G.sub.jK] + [a.sub.jk]

El coeficiente hk corresponde al coeficiente de regresion para la variable [G.sub.k], y el termino [a.sub.jk] es el termino aleatorio para la macrounidad j y covariable k. Se supone que [a.sub.jk] se distribuye normalmente con media 0 y varianza [[gamma].sub.k].

En la practica, solo se tiene una serie de coeficientes [[beta].sub.k] tanto para las variables del primer nivel como las del segundo nivel. El modelo multinivel consiste en estimar la varianza [[gamma].sub.kk] para analizar cuanto variarian todos los posibles coeficientes [[beta].sub.jk] que se puedan estimar dentro de cada macrounidad j. Si no hay variables [G.sub.jk], aun se estima la variabilidad del termino h0. A este modelo se le conoce como modelo de interceptos aleatorios. Si se incorporan las variables Gjk, se tiene un modelo con pendientes aleatorias.

En el analisis especifico de los datos de Costa Rica se estiman cuatro modelos. El primero es un modelo nulo que tiene unicamente el intercepto general y la varianza del nivel de comunidad. El segundo modelo incorpora solo las variables individuales, y el tercero las variables comunitarias unicamente. Por ultimo, el cuarto modelo se estima con todas las variables individuales y contextuales. Esta estrategia secuencial permite analizar si las asociaciones que se encontraron en el estudio previo con comunidades como unidades estadisticas (Brenes-Camacho, 2014) se debian a sesgos de la variable omitida. Todos estos modelos se consideran modelos de interceptos aleatorios. Se estimo adicionalmente un modelo de pendientes aleatorias para explorar posibles variaciones en el coeficiente de la variable de tenencia de television por cable.

Resultados

De acuerdo con el censo de 2011, el 84% de los jovenes entre 12 y 17 anos con estudios primarios aprobados (y viviendo en UGM con al menos 10 jovenes con las mismas caracteristicas) estaba asistiendo a la educacion secundaria. El porcentaje es relativamente alto para las estadisticas oficiales (PEN, 2013) y su magnitud se explica porque no se considera a las personas extraedad (mas de 17 anos) que no han concluido la secundaria y no estan tomando lecciones regulares.

Las demas caracteristicas individuales exploradas en el analisis reflejan caracteristicas demograficas tipicas de Costa Rica: la escolaridad promedio esta entre siete y ocho anos aprobados, cerca de dos menores por hogar (relacionado con la baja fecundidad en el pais) y una baja proporcion de poblacion indigena. Los porcentajes de jovenes con ciertas caracteristicas demograficas (hogares con emigrantes internacionales, inmigrantes nicaraguenses, migrantes internos) es menor que los porcentajes promedio de sus respectivos barrios. Esta diferencia se debe a que estas caracteristicas demograficas son mas comunes entre los adultos jovenes que entre los adolescentes.

Se resalta ademas que el valor medio del indice economico de los hogares de los jovenes (4.1) es similar al promedio de los indices de barrio (4.2). El indice varia entre 0 y 8 puntos, y se construyo de tal forma que discriminara los extremos de la distribucion. Es importante entonces resaltar que los valores de este indice no tienen una interpretacion clara, pero se construyo para medir la asociacion entre el nivel socioeconomico individual y contextual con la asistencia a la secundaria (vease el Cuadro 1).

Seguidamente se estimaron los cuatro modelos descritos en la seccion metodologica. La primera informacion valiosa para definir si existe algun "efecto" del contexto es la estimacion de la varianza de nivel agregado. La Grafica 1 ilustra las varianzas estimadas que corresponden al nivel del barrio y sus intervalos de confianza. El primer modelo no tiene ninguna variable independiente en su identificacion -un modelo de solo interceptos-. La varianza de "barrios" es de 0.82. Esta varianza disminuye significativamente (0.493) al incorporar al modelo las variables de contexto (modelo 3). Esta reduccion indica que las caracteristicas de barrio estan relacionadas estadisticamente con la varianza del nivel agregado. Sin embargo, la varianza vuelve a crecer en el modelo especificado con todas las variables, y no es significativamente distinta de la varianza del modelo 1. Esta nueva estimacion sugiere que las variables individuales pesan mas que las contextuales en la estimacion de la varianza de los interceptos.

La anterior conclusion se refuerza con las estimaciones de los coeficientes de los modelos. De acuerdo con el Cuadro 2, casi todas las variables individuales predicen la asistencia a la secundaria, aun si se controla por las variables contextuales, no solo porque sus coeficientes son significativamente distintos de cero, sino tambien por la magnitud de sus coeficientes. El modelo 3 se estima unicamente con las variables del barrio; segun sus coeficientes, el nivel socioeconomico promedio del barrio y la escolaridad media de los jefes aumenta la probabilidad de que un joven que habita el barrio se mantenga asistiendo a la educacion, mientras que los porcentajes de jovenes ocupados o la proporcion de nicaraguenses disminuye esta probabilidad. No obstante, cuando se incorporan las variables individuales, la mayoria de los coeficientes de estas disminuyen su magnitud (en valor absoluto) y dejan de ser significativamente distintos de cero. La unica covariable de barrio con un coeficiente considerablemente alto en el modelo 4 es la del indice socioeconomico del barrio.

El modelo 4 de interceptos aleatorios con variables individuales y contextuales es el escogido como modelo final. El Cuadro 3 contiene los coeficientes, sus errores estandar y los odds ratios o razones de momios. Ademas, para facilitar la interpretacion de los resultados -mas alla de los odds ratios- y seguir con las recomendaciones de la American Statistical Association (Wasserstein y Lazar, 2016) de interpretar la magnitud de los coeficientes de una regresion -y no utilizar las probabilidades asociadas (o p-values) como indicadores de la magnitud de un efecto, se estimaron probabilidades predichas con las variables mas importantes segun los objetivos del analisis (Graficas 2 y 3). De acuerdo con los objetivos planteados, el resultado mas importante es que el nivel socioeconomico individual del hogar del joven y el nivel socioeconomico del barrio predicen en forma separada la probabilidad de asistir a la secundaria. Por cada punto adicional en el indice economico del hogar del joven, los momios de la asistencia a la educacion aumentan 15%; ademas, por cada punto adicional en el indice del barrio, los momios aumentan 17%. En terminos de probabilidades predichas (Grafica 2), se puede concluir que un joven con un indice economico de 1 tiene una probabilidad de estar asistiendo a la educacion de 0.84, mientras que, para un joven con un indice economico de 7, esta probabilidad aumenta a 0.93. Una diferencia similar se encuentra entre un joven que vive en un barrio con un indice economico de 1 y aquel que vive en un barrio con indice economico de 7 (0.83 vs. 0.93). Como comparacion, notese que el coeficiente para la variable escolaridad del jefe tambien es significativamente distinto de cero; sin embargo, en hogares con jefes con primaria completa (seis anos de escolaridad), la probabilidad de asistencia del joven es de 0.89; en hogares con jefes con secundaria completa (la academica se completa con 11 anos y la tecnica con 12, por lo que se escogio como valor de referencia el 12), esta probabilidad apenas aumenta a 0.90.

Las personas con discapacidad, los nicaraguenses y los que migraron recientemente a su actual municipio de residencia tienen menores probabilidades de asistir a la secundaria que aquellos jovenes que no comparten estas caracteristicas. De acuerdo con las probabilidades predichas, si se tiene alguna de estas caracteristicas, la reduccion en la probabilidad de permanecer en el sistema educativo es del orden de entre 3 y 5 puntos porcentuales (Grafica 3). La variable que predice las mayores diferencias en asistencia es el estar en la fuerza laboral; si un joven esta trabajando o buscando empleo, los momios de asistir a la secundaria se reducen en 94%. En terminos de probabilidades predichas, un joven en la fuerza laboral tiene una probabilidad de asistir a la educacion de 0.34, mientras que un joven inactivo economicamente tiene una probabilidad de 0.90. Si bien es cierto que este resultado coincide con los hallazgos reportados por otros investigadores tanto en Costa Rica (Castro-Valverde, 2006; Herrera-Vargas, 2012; Moreira-Mora, 2007) como en Latinoamerica en general (Alcazar, 2009; Aristimuno, 2009; Espindola y Leon, 2002; Fernandez, 2009; Roman, 2009), recuerdese que el no contar con datos longitudinales, sino transversales, impide conocer si la insercion en el mercado laboral es previa o posterior a la decision de no permanecer en el sistema escolar.

De acuerdo con el modelo 3, los momios de asistencia a la secundaria entre las mujeres son 8% menores a los momios de los hombres. Este resultado contradice las estadisticas oficiales (PEN, 2013) que senalan que el abandono es mayor entre los hombres que entre las mujeres. El resultado se puede deber a los criterios estrictos de inclusion que se plantearon en el analisis para asegurar que las personas analizadas fueran en realidad estudiantes de secundaria. Sin embargo, al observar las probabilidades predichas (Grafica 3), se observa que la diferencia en asistencia entre hombres y mujeres no es sustantivamente diferente: 0.89 para ambos grupos.

Otro de los resultados aparentemente inesperados es que el modelo 4 senala que no hay diferencias significativas en los odds de asistir a la educacion entre los jovenes de zona urbana y los de zona rural. Tomando en cuenta el diseno de la muestra, se estimo un modelo (que no se presenta) con la variable dicotomica rural como unica covariable. Se encuentra que los momios de estar en el sistema educativo entre los jovenes rurales son 32% menores que los jovenes de zonas urbanas. El hecho de que el odds ratio de dicha variable en el modelo 4 no solo no sea significativamente distinto de uno sugiere que las diferencias por zona se explican por las otras variables individuales y contextuales incorporadas en el modelo 4. En otras palabras, comparados con los habitantes de zonas urbanas, los jovenes de zonas rurales tienen menor nivel socioeconomico, habitan en hogares con jefes con menos anos de escolaridad, trabajan en mayor proporcion, y tienen mayor probabilidad de ser extranjeros (nicaraguenses), indigenas o migrantes internos.

Conclusiones

La mayoria de los estudios sobre asistencia al sistema escolar y rendimiento academico se centran en las caracteristicas individuales de los estudiantes y las caracteristicas de las instituciones educativas en forma singular y como parte de un sistema (Berns, 2012; Espindola y Leon, 2002; Tyler y Lofstrom, 2009; Rumberger y Lim, 2008). Cuando se analiza el contexto de la problematica, los estudios enfatizan el rol que juega la familia en las motivaciones del estudiante para seguir estudiando (Herrera-Vargas, 2012; Moreira-Mora, 2007; Trejos, 2010). Los resultados de la presente investigacion muestran que existen tambien factores de la comunidad que pueden estar asociados al progreso estudiantil. La mayoria de las variables del nivel comunal que estan relacionadas con la asistencia a la secundaria son indicadores del nivel socioeconomico. Cuanto menor es el nivel socioeconomico del "barrio" -medido por la frecuencia de viviendas hechas con material de desecho (tugurios)-, menor es la probabilidad de que un joven permanezca en el sistema educativo, controlando por el nivel socioeconomico del hogar. Estos hallazgos coinciden con otras investigaciones en otros paises (Kling, Liebman y Katz, 2007; Patterson, 2008; Rendon, 2014; Wodtke, Harding y Elwert, 2011), y tambien coinciden con los reportados en la presente investigacion. Con un indice economico construido a partir de las caracteristicas de las viviendas, se encontro que en Costa Rica tanto el nivel socioeconomico individual como el del barrio tienen una asociacion positiva con la probabilidad de que el joven este en la educacion secundaria. El hallazgo es similar al reportado por Solis y Puga (2011) para Mexico, aunque -al construir su propio indiceestos autores no solo utilizan caracteristicas fisicas de la vivienda, sino tambien variables de ingreso y escolaridad. La principal limitacion del analisis para Costa Rica es que el censo no cuenta con variables de ingreso, por lo que el nivel socioeconomico se aproxima segun las caracteristicas fisicas de la vivienda.

Llama la atencion ademas que el indice economico del barrio (que aproxima mejor el nivel de riqueza por estar construido a partir de caracteristicas fisicas) este asociado con la asistencia, pero la escolaridad promedio del barrio no lo este. Segun la perspectiva de Coleman (1988), el nivel educativo de las redes en las que se circunscriben los estudiantes denota la calidad del capital social disponible para los estudiantes y sus familias. Los resultados del presente analisis sugieren que es la afluencia o los recursos monetarios de los habitantes del barrio, mas que sus caracteristicas educativas, los que componen el capital social del joven y favorecen su permanencia en la secundaria. De esta forma, los resultados responderian mejor a la perspectiva de Bourdieu (1986), en el sentido de que el capital social se utiliza por las clases dominantes para mantener la reproduccion del sistema. En este sentido, las comunidades con pobres caracteristicas fisicas -viviendas construidas con material de desecho, propiedades invadidas o en precario, y falta de activos (restricciones fisicas a las actividades rutinarias, en la explicacion de Solis y Puga, 2011)- plantean mayores dificultades a los jovenes para que accedan a un capital social comunitario que les permita o estimule a seguir estudiando, reproduciendo asi las desigualdades existentes.

Pese a que el analisis mostro la importancia del nivel economico del barrio como variable predictora, la mayoria de las variables que predicen la asistencia a la secundaria son las individuales. La participacion economica del joven disminuye fuertemente la probabilidad que tiene de estar estudiando, independientemente del nivel economico del hogar y del barrio. Sin embargo, al combinar estas tres variables, se encontraria que los jovenes que estan laborando y que al mismo tiempo provienen de contextos familiares y residenciales de bajos ingresos estarian enfrentandose en mayor proporcion a la exclusion por parte del sistema educativo. Si ademas estos j ovenes tienen discapacidad o son nicaraguenses o migrantes internos (una combinacion altamente plausible), los problemas de exclusion se acrecientan (Eamon, 2005; Espindola y Leon, 2002; Mora Salas y Perez Sainz, 2009; Pong y Hao, 2007; Portes y McLeod, 1996; Terigi, 2009).

En general, el estudio mostro que si hay posibles "efectos de barrio" sobre la desercion estudiantil en secundaria en Costa Rica. La magnitud de estas asociaciones es baja; pesan mas los factores individuales que los contextuales. Sin embargo, no se pueden descartar, en particular la afluencia o nivel economico "fisico" de la comunidad en la que se habita. La importancia de la comunidad es conocida por los tomadores de decisiones en Costa Rica. A mediados de la decada pasada, el Consejo Superior de Educacion promovio un Acuerdo Nacional sobre Educacion en el que se mencionaba la "participacion protagonica de la comunidad y la familia en el proceso educativo" (PEN, 2008, p. 79). Las politicas educativas tienen que enfocarse tambien en motivar el involucramiento de los vecinos en los esfuerzos de las instituciones educativas para retener a los estudiantes y aumentar el rendimiento escolar de los jovenes. Es importante reconocer que las politicas educativas no pueden alterar facilmente las caracteristicas socioeconomicas de un barrio, pero si pueden promover el trabajo conjunto entre las instituciones educativas y su comunidad circundante.

doi: http://dx.doi.org/10.24201/edu.v34i2.1636

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Acerca del autor

Gilbert Brenes Camacho es doctor en Sociologia y maestro en Salud de la Poblacion por la Universidad de Wisconsin-Madison. Es profesor catedratico de la Escuela de Estadistica y director del Centro Centroamericano de Poblacion (periodo 2017-2021) de la Universidad de Costa Rica. Fue investigador y, durante dos anos, coordinador nacional del proyecto CRELES: "Costa Rica: Estudio de Longevidad y Envejecimiento Saludable". Imparte cursos sobre analisis de sobrevida y modelos lineales generalizados. Su investigacion se centra en la relacion entre las instituciones publicas y los comportamientos demograficos de costarricenses y latinoamericanos, especialmente en el campo de la salud, el envejecimiento y la migracion. ORCID: https://orcid.org/0000-0002-3163-7018

Entre sus publicaciones destacan:

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Recepcion: 28 de junio de 2016.

Aceptacion: 7 de abril de 2018.

Gilbert Brenes Camacho *

* Profesor e investigador, Universidad de Costa Rica, Centro Centroamericano de Poblacion y Escuela de Estadistica. Direccion postal: Ciudad Universitaria Rodrigo Facio Brenes, San Jose, San Pedro, Costa Rica. Correo electronico: gbrenes@ccp.ucr.ac.cr; gilbert.brenes@ ucr.ac.cr ORCID: https://orcid.org/0000-0002-3163-7018

D.R. [C] 2019. Estudios Demograficos y Urbanos

Licencia Creative Commons Atribucion-NoComercial-SinDerivar (CC BY-NC-ND) 4.0 Internacional

(1) Nicaragua es el principal pais de origen de la comunidad inmigrante en Costa Rica.

Leyenda: Grafica 1 Varianzas estimadas e intervalos de confianza para el nivel de barrio en cuatro modelos multinivel

Nota: modelo 1: con solo intercepto; modelo 2: con variables individuales; modelo 3: con variables de barrio; modelo 4: con todas las variables. Fuente: Elaboracion propia.
Cuadro 1
Costa Rica. Personas de 12 a 17 anos: estadisticas descriptivas
de variables por incluir del modelo, segun si son variables
principales o adicionales, y si son de barrio o de nivel individual

Variable                                    Promedio   Desv. est.

Variable dependiente
Porcentaje de asistencia                      84.1
Variables individuales (n = 27 987)
% mujeres                                     50.5
Indice economico promedio de                  4.1        (2.3)
 jovenes (escala 0 a 8)
% con discapacidad                            4.5
Anos promedio de escolaridad                  7.5        (4.9)
 del jefe del hogar
Numero promedio de menores de                 1.8        (1.5)
 edad en el hogar
% en hogar con emigrante                      2.5
% jovenes economicamente activos              4.5
% nacido en Nicaragua                         4.5
% indigena                                    1.2
% migrantes internos en ultimos 5 anos        8.1
Variables de barrio (n = 1 310)
Indice economico promedio de                  4.2         (11)
 barrio (escala 0 a 8)
Escolaridad promedio de jefes                 7.6        (2.4)
Porcentaje promedio de hogares                2.7        (4.1)
 con emigrantes
Porcentaje promedio de jovenes                4.5        (6.6)
 economicamente activos
Porcentaje promedio de jovenes                6.8        (9.7)
 nicaraguenses
Porcentaje promedio de jovenes indigenas      1.9        (7.1)
Porcentaje promedio de jovenes                9.0        (7.4)
 migrantes internos
% de barrios en zona rural                    26.4

Fuente: INEC, Censo de Poblacion, 2011.

Cuadro 2
Costa Rica, 2011. Modelos para predecir desercion de personas
de 12 a 17 anos

Variable                            Modelo 2
                                      Coef.          EE.
Variables individuales
Mujer (base = hombre)                -0.089       (0.038) *
Indice economico (escala 0 a 8)       0.163       (0.013) *
Con discapacidad (base = no)         -0.328       (0.083) *
Anos escolaridad jefe del hogar       0.025       (0.006) *
Cantidad de menores en el hogar       0.024        (0.015)
Hogar con emigrante (base = sin)     -0.189        (0.123)
En la fuerza laboral                 -2.907       (0.075) *
 (base = inactivo)
Nacido en Nicaragua (base =          -0.530       (0.078) *
 CR u otro pais)
Indigena (base = no indigena)        -0.309        (0.176)
Migro en los ultimos 5 anos          -0.288       (0.067) *
 (base = no migro)
Variables de barrio
Promedio de indice economico
 (escala 0 a 8)
Escolaridad promedio de jefes
% hogares con emigrantes
% de jovenes econ. activos
% con algun miembro nicaraguense

% con algun miembro indigena                        -0.002
% con algun miembro                                 0.002
 migrante interno
Zona rural                                          0.071
Varianza nivel barrio                 0.707       -0.039 *
                                     12 363         12 363
BIC                                 21 040.5       23 152.4
Log-Likelihood                      -10 458.8     -11 525.0

Variable                            Modelo 3
                                    Coef.       EE.
Variables individuales
Mujer (base = hombre)
Indice economico (escala 0 a 8)
Con discapacidad (base = no)
Anos escolaridad jefe del hogar
Cantidad de menores en el hogar
Hogar con emigrante (base = sin)
En la fuerza laboral
 (base = inactivo)
Nacido en Nicaragua (base =
 CR u otro pais)
Indigena (base = no indigena)
Migro en los ultimos 5 anos
 (base = no migro)
Variables de barrio
Promedio de indice economico        0.263    (0.058) *
 (escala 0 a 8)
Escolaridad promedio de jefes       0.079    (0.028) *
% hogares con emigrantes            0.005     (0.008)
% de jovenes econ. activos          -0.036   (0.004) *
% con algun miembro nicaraguense    -0.008   (0.003) *

% con algun miembro indigena                  (0.004)
% con algun miembro                           (0.004)
 migrante interno
Zona rural                                    (0.068)
Varianza nivel barrio               0.493    -0.042 *

BIC
Log-Likelihood

Variable                            Modelo 4
                                     Coef.        EE.
Variables individuales
Mujer (base = hombre)                -0.088    (0.038) *
Indice economico (escala 0 a 8)      0.144     (0.013) *
Con discapacidad (base = no)         -0.332    (0.083) *
Anos escolaridad jefe del hogar      0.021     (0.006) *
Cantidad de menores en el hogar      0.026      (0.014)
Hogar con emigrante (base = sin)     -0.199     (0.125)
En la fuerza laboral                 -2.893    (0.077) *
 (base = inactivo)
Nacido en Nicaragua (base =          -0.490    (0.079) *
 CR u otro pais)
Indigena (base = no indigena)        -0.229     (0.194)
Migro en los ultimos 5 anos          -0.316    (0.067) *
 (base = no migro)
Variables de barrio
Promedio de indice economico         0.158     (0.065) *
 (escala 0 a 8)
Escolaridad promedio de jefes        0.050      (0.031)
% hogares con emigrantes             0.006      (0.009)
% de jovenes econ. activos           0.002      (0.005)
% con algun miembro nicaraguense     -0.006     (0.003)

% con algun miembro indigena         0.000      (0.005)
% con algun miembro                  0.006      (0.005)
 migrante interno
Zona rural                           0.060      (0.076)
Varianza nivel barrio                0.655     -0.040 *
                                     12 363
BIC                                 21 040.5
Log-Likelihood                      -10 417.9

* p-value < 0.05.

Fuente: INEC, Censo de Poblacion. 2011.

Cuadro 3
Costa Rica, 2011. Modelo 4: modelo final de interceptos aleatorios
y pendiente aleatoria para la variable del porcentaje de viviendas
con TV por cable (continuacion)

                                       Coef        E.E.      OR
Variables individuales

Mujer (base = hombre)                 -0.088     -0.038 *   0.92
Indice economico (escala 0 a 8)       0.144      -0.013 *   1.15
Con discapacidad (base = no)          -0.332     -0.083 *   0.72
Anos escolaridad jefe del hogar       0.021      -0.006 *   1.02
Cantidad de menores en el hogar       0.026       -0.014    1.03
Hogar con emigrante (base = sin)      -0.199      -0.125    0.82
En la fuerza laboral (base =          -2.893     -0.077 *   0.06
 inactivo)
Nacido en Nicaragua (base =           -0.490     -0.079 *   0.61
 CR u otro pais)
Indigena (base = no indigena)         -0.229      -0.194    0.80
Migro en los ultimos 5 anos           -0.316     -0.067 *   0.73
 (base = no migro)

Variables de barrio

Promedio de indice economico          0.158      -0.065 *   1.17
 (escala 0 a 8)
Escolaridad promedio de jefes         0.050       -0.031    1.05
% hogares con emigrantes              0.006       -0.009    1.01
% de jovenes econ. activos            0.002       -0.005    1.00
% con algun miembro nicaraguense      -0.006      -0.003    0.99
% con algun miembro indigena          0.000       -0.005    1.00
% con algun miembro                   0.006       -0.005    1.01
 migrante interno
Zona rural                            0.060       -0.076    1.06
Constante                             0.450      -0.174 *
Varianza de interceptos               0.655
Desv. estandar de interceptos         0.810
Tamano de muestra                     12 363
BIC                                 21 040.52
Log. verosimilitud                  -10 417.87

* p-value < 0.05.

Fuente: INEC, Censo de Poblacion, 2011.

Grafica 2
Probabilidades predichas para grupos definidos por escolaridad
promedio e indices economicos individual y del barrio, en el
modelo 4

Caracteristicas individuales

Escolaridad del jefe del hogar = 6        0.89

Escolaridad del jefe del hogar = 12       0.90

Indice economico individual = 1           0.84

Indice economico individual = 7           0.93

Caracteristicas del barrio

Indice economico del barrio = 1           0.83

Indice economico del barrio = 7           0.93

Fuente: Elaboracion propia.

Nota: Tabla derivada de grafico de barra.

Grafica 3
Probabilidades predichas para grupos definidos por variables
con coeficientes significativos en el modelo 4

Caracteristicas individuales
Joven ocupado               0.34
Joven no ocupado            0.90
Joven con discapacidad      0.86
Joven sin discapacidad      0.89
Joven nicaraguense          0.84
Joven no nicaraguense       0.89
Joven migrante interno      0.86
Joven no migrante interno   0.89
Hombre                      0.89
Mujer                       0.89

Fuente: Elaboracion propia.

Nota: Tabla derivada de grafico de barra.

Caracteristicas individuales
Joven ocupado
Joven no ocupado
Joven con discapacidad
Joven sin discapacidad
Joven nicaraguense
Joven no nicaraguense
Joven migrante interno
Joven no migrante interno
Hombre
Mujer
0.0

Nota: Tabla derivada de grafico de barra.
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Author:Brenes Camacho, Gilbert
Publication:Estudios Demograficos y Urbanos
Date:May 1, 2019
Words:11800
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