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Ekonomiaz N.º 43 58

«Efecto de la familia en la educación e inserciónlaboral de los jóvenes: una aproximación con laEPA a los rasgos diferenciales de las ComunidadesAutónomas bilingües»

Este trabajo analiza el efecto de la familia en la educación y en la inserción laboral delos jóvenes de cada sexo, y explora los rasgos diferenciales de las Comunidadesautónomas bilingües en catalán (Baleares, Cataluña y Valencia), euskera (Navarra yPaís Vasco) y gallego (Galicia). Los resultados obtenidos con la EPA sintonizan con lateoría económica de la familia sobre cantidad y calidad de hijos y, además, muestranmayor educación y menor presencia de las mujeres en el mercado de trabajo, altiempo que se hacen uniformes los comportamientos laborales y aumentan lasdiferencias en educación con los varones. Igualmente, se aprecian singularidades enlas CCAA bilingües, aunque por razones ajenas al bilingüismo: (i) menor fertilidad, (ii)escolarización más corta en las comunidades del catalán y más larga en las áreas delgallego y sobre todo del euskera, y (iii) mayor heterogeneidad en los procesoslaborales, donde se constata la temprana inserción en Cataluña, pero no así enValencia y Baleares, y el tardío acceso al empleo fijo en el País Vasco donde losjóvenes parecen sufrir mayor precariedad.Artikulu honek aztertzen du familiaren eragina heziketan eta sexu bakoitzekogazteen lan sartzean, eta, halaber, autonomia erkidego elebidunetako berariazkoezauganiak ikertzen ditu. Erkidego honek dira katalana (Balearrak, Katalunia etaValentzia), euskara (Nafarroa eta Euskal Autonomia Erkidegoa) eta galegoa(Galizia) hitz egiten dutenak. Biztanleria Aktiboaren gaineko Inkestarekin lortutakoemaitzak eta familiari buruzko teoría ekonomikoak seme-alaben kopuruari etakalitateari buruz esaten dituenak bateragarriak dira. Halaber, heziketa mailaaltuagoa eta emakumeen parte hartze txikiagoa lan merkatuan erakusten dute.Bestetik, lan portaerak berdintzen dira eta gizonen artean heziketaezberdintasunak handiagoak dira. Era berean, autonomia erkidego elebidunetanberariazko ezaugarri batzuk hautematen dira, nahiz eta elebitasunetik kanpokoarrazoietan oinarritzen diren: (i) ugalkortasun tasa txikiagoa seietan, (ii) eskolatzelaburragoa katalanaren erkidegoetan eta luzeagoa galegoaren eta, bereziki,euskararen erkidegoetan, eta (iii) heterogeneotasun handiagoa lan prozesuetan,non egiaztatzen baita Kataluniako lan sartze goiztiarra, baina ez, ordea, Valentzianeta Balearretan, eta lan finkoa lortzeko behar den denbora luzea Euskal AutonomiaErkidegoan, non gazteek ezegonkortasun handiagoa nozitzen dutela baitirudi.This work analyses the effect of the family as an institution in the education of youngpeople of both sexes and in their access to Jobs. It also explores the differential featuresof the bilingual autonomous Communities in Catalan (Baleares, Cataluña and Valencia),Basque (Navarra and País Vasco) and Galician (Galicia). The results obtained with theLabour Force Survey (EPA) concords with the family economic theory on quantity andquality of children and, furthermore, they denote higher level of education and smallerpresence of women in the labour market. At he same time, occupational behavioursbecome more uniform and differences in the education of males increase. Certainsingularities are appreciated in the bilingual autonomous communities, albeit for reasonsthat have nothing to do with bilingualism. These are: (i) lower fertility, (ii) shorterschooling periods in the Catalan-speaking communities and longer schooling in theGalician-speaking and above all, Basque-speaking communities and (iii) a greaterheterogeneity in the occupational processes: it is verified that a youth will manage to geta Job sooner in Catalonia and much later in the Basque Country, where young peopleseem to suffer from a greater job-precariousness.


Juan A. Cañada Vicinay*Departamento de Análisis Económico Aplicado

Universidad de Las Palmas de Gran Canaria

1. Introducción2. Datos3. Modelo teórico de elección entre cantidad y calidad de hijos4. Instrumentos econométricos para contrastar la teoría5. Análisis de resultados6. Consideraciones finalesReferencias bibliográficasAnexo estadístico

1. INTRODUCCIÓN

Este trabajo tiene un doble propósito:evaluar el efecto de la familia en laeducación y en la inserción laboral de losjóvenes y explorar la presencia de rasgosdiferenciales en las Comunidadesautónomas bilingües; entendiendo portales aquellas que han desarrolladopolíticas activas de educación en lalengua local co-oficial con el castellano ydonde una parte significativa de lapoblación es bilingüe y tiene como lenguamaterna la lengua local. Estas son,Navarra y País Vasco en el área deleuskera, Baleares, Cataluña y Valencia enel área del catalán y Galicia.

* Este artículo es el resultado de los trabajosanteriores «Efecto de las rupturas matrimoniales...»y «Quantity and Quality...» si bien la especificaciónde los modelos es diferente en todos los casos.

Como veremos más adelante, los datosponen de manifiesto importantesdiferencias en las trayectorias educativasy laborales de los jóvenes en función de susexo. Por un lado, se constata que lasmujeres reciben más educación y tienenmenos presencia en el mercado detrabajo que los varones. Por otro, seobserva que el diferencial de educaciónentre géneros ha aumentado durante laúltima década (1988-1998) al mismotiempo que se uniformizan loscomportamientos laborales. El análisis deestos hechos requiere un tratamientointerdisciplinar que combine los puntos devista de la sociología y psicología juntocon los de la economía laboral y de lafamilia. El enfoque clásico de mercado detrabajo (Mincer y Polachek 1974, Goldin yPolachek 1987) considera que el esfuerzoen educación es una decisión individualque está directamente correlacionada conlas expectativas del joven de

Palabras clave: Familia, educación, trabajo juvenil.Nº de clasificación JEL: C23, H31, I31

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participación laboral y, por tanto, derendimientos en el ciclo de vida, de dondeconcluye (de una forma un poco rancia)que las mujeres invierten menos eneducación que los varones. El modelo deeconomía de la familia (Becker y Tomes1986, Becker 1991, 1992) atribuye a lospadres la responsabilidad del bienestarfuturo de los hijos y por tanto de susinversiones en capital humano escolarcuyo volumen aumentará hasta que surentabilidad marginal converja por encimacon el tipo de interés de mercado. Así lascosas, y en el supuesto de que larestricción financiera no opere, los padrestenderán a asignar más recursos a laeducación de los hijos que a las hijasdada su diferente orientación biológica.Las cosas son diferentes cuando lospadres son adversos al desigual bienestaresperado de sus hijos en el ciclo de vida(Behrman et alii 1982, Becker 1991, Cigno1991) y son incapaces de garantizar elcaudal de transferencias de solidaridad enellos que equilibre sus diferencias.Entonces, cabe esperar que reciban máslos hijos con menores rendimientosesperados (por razones de talento, departicipación laboral u otras). La realidad,sin embargo, es tozuda. Behrman et alii(1994) aportan evidencia contraria a lahipótesis de preferencias paternas por laigualdad y ponen de manifiesto que lasinversiones en los hijos tienden a reforzarlas diferencias innatas que influyen en sustrayectorias laborales. Desde lapsicología, Zajonc y Marckus (1975),Zajonc (1976) y Rosenweig (1986) ponende manifiesto el efecto del tamaño de lafamilia, del orden de nacimientos y de lasdiferencias de edad entre hermanos en eldesarrollo intelectual de los hijos,concluyendo que la interacción entrehermanos es beneficiosa,

en particular para los hijos mayores defamilias de tamaño moderado (2 o 3 hijos)con poca diferencia edad con susmenores sobre los que ejercen una laborde magisterio e instrucción que ayuda aaquellos a madurar y consolidar supersonalidad. Posteriormente Butcher yCase (1994) pusieron de manifiesto que lacomposición por sexo de los hijos afecta asu educación, en particular de las hijasquienes se desarrollan mejor (peor)cuando domina el sexo contrario (propio).Como es habitual en la sociologíaempírica, éste resultado es controvertido yKaestner (1997) y Huaser y Kuo (1998)obtienen evidencia contraria que nopermite afirmar que el número(proporción) de hermanas influya en laeducación de manera diferente al dehermanos.

Como es propio de las ciencias socialesno existe una representación concluyentesobre el tema que nos ocupa. Sinembargo, los diferentes enfoquescoinciden en la importancia de lacomponente volitiva de la pareja en el tipode familia que genera, en particular en loreferido a la interdependencia entre lacantidad y la calidad de los hijos,entendiendo por tal las inversiones encapital humano (básicamente eneducación y salud), que están encondiciones de ofrecer a cada uno deellos. Aquí prestaremos atención a estoshechos y, con ayuda de la EPA,trataremos de explorar en que medida laeducación de los padres, comoaproximación a su nivel socioeconómico, yel contexto socio-lingüístico en quedesarrollan su hogar influyen en el númerode hijos que tienen, en la educación queles dan y en los resultados que éstosobtienen en su posterior incorporación almercado de trabajo.

Juan A. Cañada Vicinay


En lo que sigue, el texto estáorganizado en cuatro apartados. Elprimero presta atención a los datos, elsegundo se centra en aspectos teóricosde la demanda de hijos en los ámbitosinterdependientes de cantidad y calidad.En el tercero se exponen los aspectosmetodológicos que permiten contrastarempíricamente esos dos aspectos de lateoría: a) análisis de la cantidad de hijosen función de la categoríasocio-económica de los padres medianteun modelo Probit multinomial ordenadodonde, al margen de la dispersión naturalde fertilidad y otros aspectos que escapana la decisión de la pareja, subyace la ideade que tener más hijos está asociado auna mayor preferencia por ellos; b)aproximación a las inversiones en calidadde los hijos con ayuda de los modelos deduración que permiten analizar los añosde permanencia de los jóvenes en elsistema escolar y el tiempo que tardan enentrar al mercado de trabajo una vezterminados los estudios. Los resultadosobtenidos se analizan en la sección 5 y enla sección 6 se recogen lasconsideraciones finales.

2. DATOS

Frente a otras posibilidades, como laEncuesta sociodemográfica de 1991 o elPanel de Hogares del que hoy sedisponen de las oleadas de 1994 y 1995,utilizaremos la EPA (2.° trimestre de cadaaño entre 1988 y 1998) por ser unaencuesta trimestral muy rodada deproyección nacional con desagregaciónregional, donde la unidad de observaciónes la familia con un cuestionariorazonablemente extenso en los ámbitosde educación y trabajo. Sin

embargo la EPA presenta lagunasimportantes como son la falta deinformación sobre ingresos y la carenciade fechas que permitan datar losacontecimientos relevantes de lasbiografías individuales. Así, conocemos lasituación de cada miembro de la unidadfamiliar en el momento de la encuesta(estado civil, nivel de estudios y suposición en el mercado de trabajo —ocupación-paro-inactividad—) perodesconocemos desde cuando está enella. Es importante tener en cuenta que lafamilia-EPA es la familia del momento dela encuesta, lo que impide conocer losdatos de la familia de origen de aquellosjóvenes que la han abandonado y atribuira los padres los datos de los hijosausentes.

Pese a estas limitaciones, la EPApermite un acercamiento razonable a latransmisión del capital humano entrepadres e hijos, ya que a los 25 añosaproximadamente el 86% de los varones yel 79 de las mujeres conviven con suspadres, pero también se impone cautelaen la interpretación de los resultados yaque las características de los datoscondicionan el tipo de estudio a realizar ysu metodología. Por un lado, el análisisde la cantidad de hijos no traduceexactamente la fertilidad ya que se refiereúnicamente a los hijos que conviven consus madres por falta de información sobrelos ausentes. Por otro lado, el análisis dela transmisión intergeneracional delcapital humano queda limitado a dosgeneraciones sucesivas y se centrará enla duración de la escolarización conayuda de modelos de duración concensuras por la izquierda (si el joventerminó los estudios a una edad quedesconocemos) y por la



derecha (si permanece escolarizado en elmomento de la encuesta), utilizandocomo variables explicativas el número dehermanos mayores y menores queconviven con el joven, la composición porsexo de los hermanos y de los restantesmiembros del hogar, el máximo nivel deeducación alcanzado por los padres y elcarácter mono-parental (viudedad odivorcio) o biparental del hogar.

3. MODELO TEÓRICO DE ELECCIÓNENTRE CANTIDAD Y CALIDAD DEHIJOS

Situados en el contexto de la teoríaeconómica de la familia analizaremos ladecisión conjunta en cantidad/calidad dehijos de acuerdo con el modelo de Beckery Lewis (1973) y Willis (1973) (ver tambiénBecker 1991, 1992, Cigno 1991 y Razin ySadka 1995) que parten del supuesto deque la substitución de la cantidad por lacalidad (menos hijos pero más educados)domina sobre la complementariedad (máshijos y más instruidos), en particular en lasfamilias más acomodadas donde esfactible observar que se sacrifica lacantidad en aras de mayor calidad.

Se trata, por tanto, de estudiar elnúmero de hijos que desea una pareja enrelación con el esfuerzo inversor que estádispuesta a realizar en su capacitación.En línea con el modelo sencillo de Razin ySadka (1995) dejaremos de lado todo loque rodea a la decisión inicial deemparejamiento como proyecto de vidaen común y su eventual disoluciónulterior. En todo caso, daremos por

supuesto que las decisiones tomadas sonracionales, en el sentido de que con lainformación disponible los individuosoptan por la mejor alternativa de quedisponen para el ciclo de vida que lesqueda por recorrer. Supondremos,igualmente, que la dispersión natural dela fertilidad es ortogonal a través de losindividuos y que la información y acceso alos métodos de control de la natalidad(evitar o estimular embarazos según loscasos) son equitativos, en el sentido deque permiten a todas las parejas accedercon igual probabilidad al tamaño de lafamilia que desean.

En este contexto, cabe considerar a lapareja ya constituida como una unidad depercepción y de decisión, cuyocomportamiento puede ser analizado conayuda de una función de utilidad querecoge sus preferencias conjuntas y deunos recursos disponibles cuyaasignación a actividades concretas estaráorientada a lograr la máxima satisfacciónposible. Veámoslo:

U = U(c,n,q) (1)

sujeto a:

c + nq ≤ R

donde la función de utilidad de los padresU está defina por tres argumentos queresponden a las propiedades de losbienes económicos normales: el nivelconsumo c, cantidad de hijos que deseann, y la calidad q que están dispuestos aofrecerles. La naturaleza del bien indicaque se prefiere más que menos de cadaargumento (utilidad marginal es positiva



δU/δi > 0 con i{c,n,q}). La condición denormalidad implica que la demanda decada argumento está positivamentecorrelacionada con el bienestar de lapareja, que resumiremos en la renta totalpermanente R (δi/δR > 0 con i{c,n,q}).

La singularidad del modelo está en larestricción financiera, que no responde ala forma habitual separable-aditiva:mientras c traduce el gasto en bienes1, elproducto nq recoge los recursosasignados a los hijos, de forma que qevalúa el coste de la calidad de cada hijo2

y puede ser interpretado como el preciode n, es decir como la disposiciónmarginal a pagar para educar al hijo n+1.Recíprocamente, podemos considerar quen refleja el precio de q en términos dehijos, de manera que la incorporación demayores unidades de calidad se realiza alcoste de producir menor número de hijos.Por tanto, se trata de unos preciosrecíprocos que no se determinan porcomportamientos de diferentes hogaresen un mercado competitivo sino que sonpropios de la pareja, que planifica menoshijos cuando desea incurrir en mayorescostes en la calidad de cada uno de elloso, viceversa, apunta a más calidadcuando puede pagar menos por ellasacrificando el número de hijos que estádispuesta a producir. En resumen, losatributos de cantidad y calidad sonsubstitutivos imperfectos en el bienestar ysusceptibles de autorregulación por

parte de la pareja que determina suspropios precios.

Llegados a este punto estamos encondiciones de afrontar uno de losprincipales problemas que plantea lateoría económica de la familia. ¿Cómocabe pensar que los hijos son un biennormal cuando observamos que lasfamilias de economías (países) humildesse reproducen más que las másacomodadas? La clave está en que elefecto renta→cantidad es positivo paralos bienes normales, lo que quiere decirque el número de hijos aumenta con larenta siempre y cuando su precio(calidad) se mantenga fijo. Pero este noes nuestro caso, ya que aquí la pareja fijael precio de sus hijos que aumenta con larenta (los más ricos invierten más en sushijos: el efecto renta→calidad esestrictamente positivo). En estascircunstancias, el efecto renta→cantidadde un bien normal será negativo siempreque la elasticidad renta del biensubstitutivo sea superior a la unidad3. Porconsiguiente, aun siendo los hijos un biennormal no es posible anticipar el signo delefecto renta sobre el número de hijosdado que la pareja decide el monto de lasinversiones que desea para ellos,dándose el caso de que cuando estasinversiones crezcan a un ritmoproporcionalmente mayor que la rentaserá a costa de reducir el número de hijospor venir.

1 En una presentación más detallada c = pxxdonde x y px son los vectores de cantidad de bienes y precios.

2 En un enfoque más general tendremos q = pzz,donde z indica las unidades de calidad de las quese pretende dotar al hijo (p.e. número de años deescolarización) y pz su precio medio.

3 Consideremos un incremento de renta AR,partiendo de la situación nq = R. En tal caso ydespreciando el término de segundo orden(∆n∆q ≈0), tendremos q∆n + n∆q = ∆R, de dondeaplicando el concepto de elasticidad renta a lacantidad (en = ∆n • R/n∆R) y a la calidad(eq = ∆q • R/q∆R) y realizando operaciones sencillasse llega a la siguiente expresión en + eq =1, de forma queeq >1 ⇒ en < 0 y por tanto ∆n/∆R < 0. C.Q.D.



Gráfico n.° 1. Elección de cantidad y calidad de los hijos en familias condiferente nivel de renta

El Gráfico n.° 1 representa estoshechos bajo el supuesto de que la familiadecide sobre los hijos una vez fijado elnivel de consumo (max U(n,q) sujeto anq = R - c = Rn o renta disponible neta deconsumo). Se distinguen tres situacionesE1 E2 y E3 que correspondenrespectivamente a una familia modesta(R1), a otra media (R2) y a otra másacomodada (R3). Aquí se aprecia que elpaso de la situación 1 a la 2 y a la 3 seacompaña de un incremento de ladisposición a invertir en la calidad q de loshijos en detrimento de la cantidad n.

Este modelo simplificado presentavarias implicaciones contrastables con laEPA. Utilizando la educación de lospadres como variable «proxy» de la renta,cabe esperar i) que las parejas más

instruidas tengan, como media, menoshijos pero que los eduquen más que lasmenos instruidas; ii) que a igualeducación de los padres los hijos defamilias más numerosas sigan procesosde escolarización más cortos y iii) que lasdisoluciones matrimoniales (divorcio yviudedad) afecten negativamente a laeducación de los hijos ya tenidos.

Esta última es una cuestión delicadaque ha centrado nuestros trabajosanteriores de 1998 y 1999 y a la que aquíprestaremos una atención menor. Lapregunta que nos hacemos es si elcabeza de familia de un hogarmonoparental que se hace cargo de laprole tenida con su ex-cónyuge está o nocondiciones de mantener el mismo niveleducativo de los hijos que cuando vivía



con su pareja. La respuesta es negativa,ya que después de la disolución delmatrimonio el número de hijos semantiene mientras la restricciónpresupuestaria se hace más acuciante, loque se traduce en una reducción de lasinversiones en educación de la proleheredada4.

4. INSTRUMENTOS ECONOMÉTRICOSPARA CONTRASTAR LA TEORÍA

La teoría expuesta en el párrafo anteriorpronostica que las familias más humildes sereproducen más pero invierten menos encada hijo que las familias másacomodadas, y al mismo tiempo, que lasrupturas matrimoniales se acompañan deuna reducción en las inversiones quedeterminan la calidad de los hijos yatenidos respecto al nivel que se alcanzaríaen el caso de que esa contingencia no sediese. En el presente apartadoexpondremos los métodos analíticos quenos permiten contrastar estos predicadosde la teoría con los datos de la EPA. Enprimer lugar prestaremos atención

4 A título ilustrativo consideremos el caso habitualen que la biparentalidad precede a lamonoparentalidad y que la pareja elabora su planfamiliar en la situación inicial (nbp, qbp) y que losrecursos en tiempo y dinero se reducen con ladisolución de la pareja (Rmp < Rbp) mientras el númerode hijos se mantiene para el padre que se hace cargode ellos (nmp = nbp ) de donde resulta una merma enel esfuerzo dedicado a su educación (qmp < qbp).Veámoslo: el problema del cabeza de familiamonoparental con hijos heredados de suemparejamiento puede resumirse de la siguientemanera: Max Ump = U(nbp,q) s.a. nbp • q ≤ Rmp, de donderesulta que qmp < qbp ya que Rmp < Rbp, siendo qbp elresultado de [1] con Rbp. En otras palabras, el decisormonoparental nunca alcanza el óptimo, ya que sólopuede elegir en segunda preferencia una soluciónsubóptima que responde a la mejor de las opcionesque tiene a su alcance (la restricción presupuestariay la curva de indiferencia se cortan en lugar de sertangentes).

a la elección del número de hijos y despuésnos centraremos en la decisión sobre sucalidad entendida esta como lasinversiones que reciben en capital humano.

4.1. Estimación de la relación entre lacategoría socio-económica de lospadres y el número de hijos

En las condiciones arriba mencionadasde ortogonalidad en la dispersión naturalde la fertilidad y en la información yacceso a los métodos de control de lanatalidad que garantizan a todas lasparejas igual probabilidad de acierto en eltamaño de la familia que desean, elanálisis de los efectos de lascaracterísticas de personales de losmiembros de la pareja sobre su planfamiliar (número de hijos) tiene cabida enel marco de la preferencia revelada: aigual edad, el número de hijosobservados revela el orden de preferenciade la pareja por ellos.

Dado que la cantidad de hijos es unnúmero natural, la econometría nosofrece la posibilidad de utilizar un modeloProbit multinomial ordenado y un modelode Poisson (count data) para estimar entérminos de probabilidad el efecto de laheterogeneidad observada de las parejassobre el número de hijos que tienen. Aquíutilizaremos un tratamiento Probit que,según sabemos por Cañada y Ramírez(1999), presenta el mejor ajuste. Estatécnica presupone que preferencias noobservadas de los individuos por elnúmero de hijos son continuas (PH*) ydependen de las característicassocioeconómicas X observadas de lapareja. Sean

PH* = αX + ν (2)



donde es un término aleatorio que sesupone sigue una distribución normalestándar. El número de hijos tenidos NH(0,1,2 n) es, sin embargo, una variable

discreta que permite ordenar las parejasde acuerdo con sus preferencias yagruparlas por grupos homogéneos dentrola función de distribución:

siendo Φ la función de distribución normaly X el vector que recoge lascaracterísticas observadas de la pareja ydel hogar, que en la EPA se limitan alnivel de estudios, al tamaño del hogar y alasituación laboral de sus miembros. Losparámetros a estimar son el vector a quecuantifica el efecto de las variablesexplicativas X y los hitos δV δ2...... δn quefragmentan la muestra en gruposhomogéneos por el número de hijos.Tomando con referencia el primer grupo(sin hijos) coeficientes a positivos(negativos) indican mayor preferencia porfertilidad baja (alta).

4.2. Estimación de la relación entre lacategoría socio-económica de lospadres y las inversiones en calidadde los hijos

Como en el caso anterior, nosmovemos dentro del supuesto deortogonalidad, lo que implica que lascualidades innatas de los jóvenes sedistribuyen ortogonalmente entre lapoblación y, por tanto, son ajenas a

cualquier atributo social o familiar que elindividuo pueda exhibir. Dicho de otraforma, la diferenciación de los individuossólo puede provenir de las inversiones encapital humano que reciben de lasociedad a través de sus padres. En talescircunstancias, centraremos nuestroesfuerzo en diferenciar a los jóvenes porla educación que reciben, dado que laEPA no recoge información sobre la saludindividual. Así pues, consideraremos losaños de permanencia en el sistemaescolar y los niveles de titulaciónalcanzados a una edad determinadacomo indicadores básicos de lasinversiones en capacitación que recibenlos jóvenes, e indagaremos en quémedida estas inversiones estánrelacionadas con las características de lafamilia. De acuerdo con los predicados dela teoría sobre el efecto renta→calidad, setrata de constatar i) si la educación de loshijos está positivamente correlacionadacon la de los padres, ii) si a igualdad deotras cosas, mayor numero de hijos estaasociado a su menor educación y iii) si lamonoparentalidad dificulta las trayectoriaseducativas y laborales de los hijos.



El instrumento adecuado para analizarla permanencia en el sistema escolar loconstituyen los modelos de duración quepermiten estimar la edad de fin deestudios. Dado que la EPA no informasobre los eventos biográficos del individuosino únicamente sobre su situación en elmomento de la encuesta, estamosobligados a una formulación especifica dela función de verosimilitud que distingajóvenes de cada edad según quepermanezcan (supervivan) escolarizadoso no. En tal caso, el proceso de salida delsistema escolar viene determinado por lasiguiente expresión:

Con

Kcd = 1 si el joven es estudiante 0 si ya no es; Kci = 1 - Kcd

donde los ponderadores Kcd y Kci

representan las censuras por la derecha(la persona permanece escolarizada) ypor la izquierda (la persona ha finalizadosus estudios pero a una edaddesconocida). Por otro lado, el vector Zrecoge la heterogeneidad observada deljoven en relación con la educación de lospadres y estructura del hogar y,finalmente, θ es el vector de parámetros aestimar que caracterizan la ley dereferencia (λ y p, en el caso Weibull aquíaplicado).

La expresión (4) recoge la aportaciónde los estudiantes del momento a lafunción de verosimilitud en términos de la

función de supervivencia S, y la dequienes han terminado sus estudios auna edad no conocida en términos de lafunción de distribución F, complementariade la anterior en la unidad F = 1 - S.Como es bien conocido (ver Cox y Oakes,1984), la estimación de la función deverosimilitud de los modelos de duración(4) por el método de tiempo aceleradoadmite la siguiente transformación loglineal de la edad de transición (edad defin de estudios en nuestro caso):

Log (Edad-transición) = βo + βZZ + µ (5)

donde el término aleatorio µ incluye latransformación que permite ajustar (4) adiversas funciones de distribución. Laspruebas realizadas ponen de manifiestoque la distribución Weibull ajusta mejorque las parametrizaciones alternativas5.Así pues, en ella nos centraremos. En (5)coeficientes β positivos (negativos)corresponden a variables que retrasan(adelantan) la edad de salida del sistemaescolar, esto es que dan lugar a periodosde escolarización más largos (cortos).

5. ANÁLISIS DE RESULTADOS

5.1. Análisis de la cantidad de hijos

Las estimaciones de los modelos Probitordenados que permiten analizar lafertilidad de las mujeres por gruposquinquenales de edad en corte

5 El Gráfico n.° 6 de la aplicación pone demanifiesto la calidad del ajuste Weibull practicadocon los datos de las mujeres y de los varones.



transversal para 1998 y en aproximaciónpseudo-longitudinal entre 1988 y 1998,están recogidas respectivamente en lastablas A.1 y A.2 del Anexo. Lainterpretación de estos resultados debetomarse con cautela, pues como yasabemos, la EPA informa sobre los hijosque conviven con sus padres y no daninguna información sobre quienes vivenfuera del hogar paterno. Este hechopuede llevar emparejados sesgosimportantes en caso de que las pautas deemancipación fuesen diferentes según laeducación de la madre y/o en las distintascomunidades autónomas6.

El panel A de la tabla A.1 prestaatención a todas las mujeres conexperiencia matrimonial(casadas-emparejadas, divorciadas,viudas) mientras el panel B se limita a lasque conviven con su pareja. En todos loscasos la variable dependiente divide lamuestra en cinco grupos ordenados pornúmero creciente de hijos (0, 1, 2, 3 y 4 omás) y se toma como referencia lasmujeres sin hijos, de forma quecoeficientes positivos están asociados avariables que afectan negativamente a lafertilidad, es decir que aumentan laprobabilidad de tener cero hijos ydisminuyen gradualmente la de tener uno,dos, etc. y viceversa para el caso decoeficientes negativos.

El panel A considera como variablesexplicativas las seis comunidadesautónomas bilingües de las tres áreas

lingüísticas españolas (GALICIA,PVASCO, NAVARRA, CATALUÑA,VALENCIA Y BALEARES), laparticipación laboral (ACTIVA) y losniveles de estudios terminados de lamujer (EDUC1 menos que primarios;EDUC3 secundarios y EDUC4universitarios; siendo el grupo dereferencia EDUC2 que recoge losestudios primarios y EGB1) queaproximan su nivel socio económico. Entodos los grupos de edad se constata unefecto negativo de la educación sobre lafertilidad: las mujeres más instruidastienen menos hijos que las menosinstruidas7. Este es un resultado clásico,que tomado de forma aislada podríahacernos pensar que los hijos son un bieninferior (la demanda decrece cuandoaumenta la renta), por lo que se requiereun análisis riguroso en el marco delmodelo teórico de interacción entrecantidad/calidad de hijos que permitaconocer el efecto de la educación de lospadres en la calidad de los hijos, con el finde verificar la existencia de un grado desubstitución de cantidad por calidad quetraduce una elasticidad renta-calidadsuperior a la unidad.

Por otro lado y como era de esperar,las estimaciones ponen de manifiesto unarelación negativa y significativa entreactividad y cantidad de hijos, lo queapunta en la dirección de que el coste deoportunidad de los hijos es más elevadopara las mujeres que participan en elmercado. Respecto a las comunidadesautónomas bilingües se constata una

6 En un estudio anterior pudimos constatar que loshijos de padres más instruidos permanecen durantemás tiempo en el hogar (Cañada, 1997). Sinembargo no disponemos de información sobre laposible dispersión territorial a este respecto, temaque pretendemos abordar en un futuro próximo.

7 La menor significación de los coeficientes delgrupo de mayor edad (45-49 años) puede estarrelacionada con la emancipación de los jóvenes,situación que como sabemos la EPA no controla alestudiar el hogar paterno.



menor propensión a los hijos en las áreasdel catalán y del euskera que en el restodel estado y en Galicia, donde las pautasde fertilidad responden al estándar delgrupo de referencia.

El estudio con la muestra de lascasadas que conviven con sus maridos(panel B) permite apreciar la influencia enla fertilidad de las diferencias deeducación y edad entre los cónyuges.Tomando como referencia el grupo decónyuges con la misma educación, seconstata que el número de hijos es menor(mayor) cuando ellas son más (menos)educadas que sus maridos, verificándoseal mismo tiempo que la actividad y losestudios propios desincentivan lareproducción. Tomando como referenciael grupo de esposas más jóvenes que susmaridos, los resultados muestran unefecto negativo y monótono de la edadrelativa de la mujer sobre su fertilidad. Esinteresante analizar estos resultadosdesde la perspectiva de entropíacreciente en el mercado de matrimoniosen el actual ciclo demográfico, donde seobserva un estrechamiento en lascohortes que acceden a la edad delmatrimonio. Los resultados del panel Bconfirman la dispersión territorial en losciclos demográficos propios de lasdistintas comunidades autónomas.

La tabla A.2 presta atención a la evolu-ción de los hechos anteriores a lo largo dela última década. Denominamospseudo-longitudinal a esta aproximaciónpuesto que la muestra de cada añorecoge personas distintas en cada grupode edad. Tomando como referencia 1998,se observa que la fertilidad decrece (casimonótonamente) en todos los grupos de

edad a lo largo de toda la década, lo cualestá en sintonía con la grave crisis de lanatalidad que sufren los paísesoccidentales y que nos afecta con mayorintensidad, en particular desde nuestraintegración en 1986 en la hoydenominada Unión Europea8.

Esta aproximación diacrónica verifica elefecto negativo de la actividad y de losestudios propios de las mujeres sobre lanatalidad así como su dispersiónterritorial y, a su vez, pone de manifiestola separación del ciclo demográfico y delciclo económico, ya que las fuertesfluctuaciones de la actividad registradasdurante la década de los 90's noaparecen reflejadas en la natalidad.

5.2. Análisis de la calidad de los hijos

Como ya hemos señalado, laeducación de los jóvenes es un indicadorrazonable de la calidad de la población engeneral y del esfuerzo que dedican lasfamilias a sus hijos, incluso en los paísesoccidentales como el nuestro donde laexistencia de escolarización obligatoriatraslada a la escolarizaciónpost-obligatoria el estudio de la dispersiónde las inversiones en educación quereciben los diferentes individuos. Asípues, trataremos de relacionar estacomponente voluntaria que marca elmargen de actuación de los padres con laestructura y con el nivel socio-económicode la familia y, además, prestaremosatención al posible efecto de bilingüismoinstitucional en la duración

8Los informes de la ONU (1992) y de EUROSTAT(1992) pueden servir de ilustración de estos hechos.



Gráfico n.º 2. Proceso de salida del hogar paterno por sexo, EPA 1998

Gráfico n.° 3. Proceso de emancipación por niveles de educación, EPA 1998



de la escolarización de los jóvenes segúnla comunidad autónoma de residencia.

5.2.1. Educación de los jóvenes enfunción de la convivencia o nocon sus padres

Dado que la EPA sólo recoge lasfamilias del momento, y por tanto pierdela pista a las familias de origen de losjóvenes emancipados y en las familiasmono-parentales es opaca a lascaracterísticas personales del progenitorausente, comenzaremos analizando losperfiles de emancipación con la edad y elnivel de educación de los jóvenes enfunción de que convivan o no con suspadres o con sólo uno de ellos.

El Gráfico n.° 2, que describe losperfiles de convivencia en el hogarpaterno de los jóvenes de cada sexo,pone de manifiesto el carácter tardío delos procesos de emancipación de losjóvenes españoles ya que a los 25 añossólo un 14% de los varones y un 21% delas mujeres han abandonado el hogar deorigen. El Gráfico n.° 3, que prestaatención a la emancipación por niveles deeducación, muestra que la duración de losestudios está clara y positivamenterelacionada con la permanencia en elhogar y que esta relación es más intensaen el caso de las mujeres, cuya horquillade emancipación a los 25 años de edadva del 12% para las universitarias hasta el44% en el caso de EGB1, mientras que enel caso de los varones de la misma edad yeducación los emancipados son el 8% y el20% respectivamente.

Los Gráficos n.° 4 y 5 prestan atencióna la evolución con la edad de la

proporción de titulados de cada nivel deeducación según tres situacionesfamiliares: emancipación,monoparentalidad y biparentalidad. Lacomparación de los perfiles de edad delos niveles máximo (universitarios) ymínimo (EGB1) verifica nuevamente larelación positiva entre la permanencia enel hogar paterno y la educación adquirida.Para los universitarios se comprueba quela mayor proporción se da entre losjóvenes que viven con los dos padres, acontinuación están quienes conviven conun sólo progenitor y finalmente aparecenlos emancipados. La situación es inversaen EGB1, donde la mayor proporcióncorresponde a los emancipados y lamenor a quienes permanecen en casa yconviven con el papá y la mamá.Además, estos gráficos ponen demanifiesto el mayor nivel de instrucciónde las mujeres frente a sus colegasvarones (más del 40% de las jóvenes deentre 25 y 32 años que habitan con suspadres tienen titulación universitariacontra un 25% de los varones de igualgrupo de edad).

Los resultados anteriores sugieren quela estructura de la familia no es neutralrespecto a la educación de los jóvenes einstan a un estudio más profundo de estoshechos. El análisis que sigue tiene esecometido. Obligados por las lagunas de laEPA, que no permite relacionar lascaracterísticas de los jóvenesemancipados con las de sus padres,hemos truncado la muestra a los 25 años9

9 Esta es una limitación evidentementeimportante, ya los datos no permiten afrontar lacorrección del potencial sesgo de selecciónasociado a la emancipación temprana.



Gráfico n.º 4. Efecto del tipo de familia en el nivel de educación de las hijas



Gráfico n.° 5. Efecto del tipo de familia en el nivel de educación de los hijos



que, además, es una edad razonablepara la terminación de las titulacionesuniversitarias de ciclo largo. Por otro lado,cabe recordar que la falta de fechasbiográficas impone el uso de modelos deduración con censura por la izquierda(para los jóvenes que han terminado losestudios sin saber a qué edad) y por laderecha (caso de quienes siguenescolarizados en el momento de

la encuesta) presentados en lasexpresiones (4) y (5).

A modo ilustrativo de la calidad delajuste obtenido con la parametrizaciónWeibull, el Gráfico n.° 6 recoge losperfiles de edad de las tasas deescolarización de los jóvenes de cadasexo en función del tipo de hogar en queviven en sus versiones

Gráfico n.° 6. Efecto del tipo de familia en la duración de la escolarización.Ajuste Weibull. 1998



paramétrica y no paramétrica.

La tabla A.3 pone números a estoshechos. En ella se presentan losestadísticos que resumen el proceso desalida del sistema escolar de los jóvenesde cada sexo. El bloque A responde a lasestimaciones de representadas en elGráfico n.° 6 y el bloque B presenta losresultados que corresponden a unaestimación donde las variablesexplicativas son las comunidadesautónomas bilingües. En cada caso sepresentan cuatro estadísticos, tres deduración y uno de permanencia: son lamedia o edad esperada de terminación deestudios (E_MED), la media truncadapara la muestra observada de jóvenesentre 16 y 25 años (E_MEDT16.25), lamediana o edad en que el 50% de lapoblación ha salido del sistema escolar(MEDIANA) y la población que permaneceescolarizada al término del período deobservación (SUR25).

En sintonía con los gráficos anterioresestos resultados confirman que lasmujeres reciben más instrucción que losvarones y que la convivencia en el hogarpaterno induce la permanencia en elsistema educativo. En lo que sigue nosreferiremos a la mediana, dejando allector interesado el análisis en términosde la media y de la media truncada. Ahorapodemos afirmar que en la mediana, lasmujeres reciben 1.8 años más deeducación que los varones y que una decada tres permanece escolarizadadespués de los 25 años mientras que enel caso de los hombres es sólo uno decada cuatro. Cuando se compara lasituación más ventajosa con la menos

favorable, se observa que el desfase deduración alcanza los 3.7 años en el casode las mujeres por 1.9 años en losvarones, debiendo señalar que sólo unade cada diez mujeres emancipadas sigueescolarizada después de los 25 años poruno de cada ocho varones.

El panel B de la tabla A.3 muestra unaimportante dispersión territorial de laduración de los estudios. Ahora vemosque las tres comunidades mediterráneasdel área del catalán siguen procesos deescolarización significativamente máscortos que las CCAA monolingües,mientras que los gallegos y en particularen las dos comunidades del euskera losjóvenes permanecen durante más tiempoen el sistema educativo. Estos resultadosestán en sintonía con los obtenidos porSansegundo (1999) con otras bases dedatos y aplicando procedimientosanalíticos diferentes.

5.2.2. Escolarización de los jóvenes queconviven en el hogar paterno

Como se ha mencionado, este análisisse limita a los jóvenes de hasta 25 añosque conviven en su hogar de origen. Latabla A.4 presenta las estimaciones querecogen el efecto de la heterogeneidadobservada con la EPA sobre la calidad delos hijos. Además del sexo y de lasmencionadas CCAA, se utilizan lassiguientes variables explicativas:

—Estructura y tamaño de la familia(MONOPARENTAL = 1 si el jovenconvive con uno solo de susprogenitores; H-MAYORES yH-MENORES n.° de hermanosmayores y menores que convivenque con la persona;



OCUPADOS-H, PARADOS-H eINACTIVOS-H n.° de personas delhogar en las referidas situaciones;%HERMANAS y %MUJ-RMHcomposición femenina en % de loshermanos y de los restantes miembrosdel hogar); — Nivel máximo deeducación de los padres (EDUCPYM1= 1 si ambos cónyuges sin titulaciónalguna; EDUCPYM3 = 1 si el padre o lamadre tienen como máximo nivel deestudios medios; EDUCPYM4 = 1 si almenos uno de los padres tiene niveluniversitario; referencia EDUCPYM2 = 1si estudios primarios o EGB1).

En sintonía con lo visto en los Gráficosn.os 3, 4 y 5, se constata que las mujeresreciben más educación que los varones(signo positivo de SEXO) y que los hijosde los matrimonios rotos incorporanmenos capital humano que sus pares queviven en hogares biparentales (signonegativo y estadísticamente significativode MONOPARENTAL). Este resultado esimportante: confirma los predicados de lateoría sobre la acomodación de laspautas de comportamiento del tutor en elámbito de la calidad una vez disuelta lapareja con hijos.

Se confirma igualmente que el efectorenta positivo sobre la calidad actúa en losdos sentidos. Por un lado, se verifica quelos hijos de padres más instruidos recibenmayores inversiones en educación (efectomonótono y significativo de EDUCPYM).Por otro lado, el signo negativo y lasignificación estadística de H-MENORESy H-MAYORES ponen de manifiesto laexistencia de una externalidad negativadel número de hermanos sobre laeducación de cada uno de ellos.

En conformidad con los estadísticospresentados en la tabla A.3, el análisis porcomunidades autónomas de la tabla A.4pone en evidencia un déficit de educaciónen el área del catalán (Baleares, Cataluñay Valencia) respecto al conjunto delestado, al mismo tiempo que en Galicia ysobre todo en la región del vasco(Navarra, y País Vasco) los jóvenessiguen procesos de escolarización máslargos que los estándares nacionales.

En línea con los enfoques sociológicosrecientes de Butcher y Case (1994),Kaestner (1997) y Huaser y Kuo (1998),hemos preguntado a los datos por elefecto de la composición por sexo de loshermanos y de los restantes miembrosdel hogar, obteniendo evidencia clara deque una mayor proporción de mujeresentre los adultos facilita la transmisión delcapital humano escolar (signo positivo ysignificativo de %MUJ-RMH). El efecto dela proporción de hermanas resulta muyvolátil, si bien igualmente positivo(%HERMANAS es únicamentesignificativo en el primer modelo).

El tratamiento por sexos separadosconfirma la mayor permanencia de lasmujeres en el circuito escolar (coeficiente(β0 más elevado) e indica efectos de lafamilia del mismo signo y diferenteintensidad en mujeres y varones. Losvarones son más sensibles al efectorenta, pues obtienen mayores ventajas dela educación de los padres y salen másperjudicados por el número de hermanos.Además, los coeficientes de%HERMANAS sugieren una externalidadpositiva de las hermanas hacia loshermanos, mientras que no se percibeningún efecto dentro del mismo sexo.



El análisis pseudo-longitudinal de latabla A.5 presenta un seguimientodurante diez años de las generacionesque tenían 16 años de edad en 1988 y1989 hasta que alcanzaron los 25 en1997 y 1998.

Aquí se pone de manifiesto que lageneración de 16 años en 1989 sigueprocesos de escolarización más largosque la generación precedente, lo que estáen conformidad con el aumentocontinuado de la escolarización generalen España durante las tres últimasdécadas. Por otro lado, se confirma elefecto de la heterogeneidad familiar sobrela escolarización de los jóvenes de cadasexo y la dispersión regional de la tablaA.4, salvo en el caso de GALICIA queahora aparece con duraciones deescolarización más cortas. La lecturaconjunta de las tablas A.4 y A.5 sugiereun esfuerzo educativo diferencial enGalicia que en pocos años pasa de estarpor debajo a estar por encima delestándar nacional, lo que coincide con laevidencia aportada por San Segundo(1999).

5.2.3. Inserción laboral de los jóvenes

A modo de complemento de la duraciónde la escolaridad, el análisis de lasinversiones en calidad de los jóvenescontempla el análisis de sus trayectoriaslaborales. Es este apartado noscentraremos en la inserción al mercadode trabajo desde tres puntos de vistadiferentes:

—acceso a la actividad, donde nosreferimos al momento en que lapersona conecta con el mercado,independientemente de que accedadirectamente al empleo o de quepresente su candidatura a través delparo.

—acceso a la experiencia laboral,entendiendo por tal el momento enque persona consigue su primerempleo. La diferencia entre estasituación y la anterior es el paro deprimera búsqueda.

— acceso al empleo fijo, entendiendopor tal la edad a la que la personaconsigue estabilizar su situación enun trabajo indefinido.

Siguiendo las pautas del análisisanterior, prestaremos atención al efectode la convivencia o no con los padres, enprimer lugar, y a continuaciónanalizaremos los efectos de la familia deorigen de aquellos jóvenes quepermanecen en el hogar paterno.

En sintonía con el contenido de capitalhumano de uso general de la educación,el análisis de inserción se realiza porniveles de educación diferentes.Distinguiremos cuatro casos: estudiossecundarios generales, FP, titulaciónuniversitaria de grado medio y titulaciónuniversitaria de grado superior. Por lo querespecta a la acotación de edades se hatenido en cuenta la edad mínima determinación, de manera que los nivelessecundario y FP contemplan un intervalode 18-30 años de edad, a los tituladosuniversitarios de primer ciclo se les sigueentre los 21 y los 30 años, y a losuniversitarios de segundo ciclo entre los23 y los 30.

Las tablas A.6 y A.7 estudian estoshechos para las mujeres y los varones enfunción de su permanencia o no en elhogar paterno y la tabla A.8 prestaatención a los jóvenes de ambos sexosque conviven con su padres, con el fin de



captar la influencia de la heterogeneidadfamiliar en la inserción a la vida activa.

Tomando como referencia losemancipados, las tablas A.6 y A.7 ponende manifiesto un claro efecto de lanaturaleza del hogar en la inserciónprofesional de los jóvenes de cada sexo.Aquí vemos que salvo en el caso de laFP, los emancipados cubren antes susprocesos laborales que los jóvenes quepermanecen en el hogar, donde seaprecia un sesgo a mayor retardo porparte de quienes conviven con sus dospadres. Por tanto, a igual nivel deeducación, parte del efecto positivo de lanaturaleza del hogar sobre la educaciónes absorbido por el retardo en la inserciónlaboral. Es importante señalar que elresultado anterior se obtiene una vezcorregido por el estado civil, donde lacomparación entre sexos pone demanifiesto las diferentes estrategias demujeres y varones en las decisionesconjuntas de matrimonio y mercado: enlos varones vemos que el matrimonioadelanta su presencia en el mercado eincentiva las inversiones de consolidaciónlaboral, mientras que en las mujeres lascosas ocurren de manera distinta, ya quelas casadas son significativamente mástardías en todos los procesos.

La dispersión territorial de la inserciónno presenta la uniformidad mostrada en laduración de la educación por áreaslingüísticas. Ahora se constata que losjóvenes de Cataluña son, en ambossexos, significativamente más rápidos entodos los procesos del mercado que suspares de las CCAA no-bilingües, al mismotiempo que los varones gallegos son máslentos. Los vascos no presentandiferencias significativas con el grupo de

referencia salvo en el caso de la FP,donde son más rápidos en ambos sexos ylos varones universitarios de ciclo largoque presentan trazas de mayor celeridaden la inserción a la vida activa y en lasuperación del paro de primera búsquedapero no en la consolidación de lascarreras profesionales. Las restantescomunidades no presentan diferenciassistemáticas y las oscilaciones espuriasde Baleares y Navarra tienen su origen enlos reducidos tamaños muestrales porniveles de educación.

Debido al problema de pequeñasmuestras de Baleares y Navarra, elanálisis del efecto de la familia recogidoen la tabla A.8 presenta un tratamientoconjunto de ambos sexos. Laespecificación de estos modelos difiere desus equivalentes de la tabla A.4 ya queahora RMH (restantes miembros delhogar) recoge en una única variable elefecto del número de personas nohermanos del individuo en cuestión.

Aquí se pone de manifiesto que lasmujeres acceden antes al mercado peroobtienen un empleo fijo más tarde que losvarones del mismo nivel de educación.Este resultado sugiere, o bien que ellasinvierten con menor intensidad en elmercado, o bien que son objeto desegregación ocupacional que las relega aempleos precarios, lo cual estaría ensintonía con la división de papeles en elseno del hogar que todavía subsiste en lasociedad española. Por otro lado, seobserva la ausencia de efectossistemáticos de la familia sobre lasituación laboral de los jóvenes,únicamente se aprecia que los hijos de losuniversitarios acceden más tarde almercado pero obtienen sus empleos fijosen paridad con los demás.



Este resultado sugiere que aquellosdisponen de un mayor salario de reservay/o que están mejor informados, lo queles permite adoptar sus decisioneslaborales con mayor templanza y sortearmejor las fases de precariedad laboral. Enotro orden de cosas, cabe mencionar queestos resultados confirman la escasasimultaneidad de estudios y trabajo en losjóvenes españoles, ya que los estudiantesde cada nivel de estudios sonsignificativamente más lentos que los noestudiantes del momento en todas lasetapas de la inserción laboral.

Por lo que se refiere a las CCAA, seconfirma la mayor celeridad de losjóvenes catalanes en todos los niveles deeducación. Los vascos con estudiosmedios, FP y universitarios de ciclo largo,aunque más lentos que sus homólogoscatalanes, acceden con mayor rapidez almercado que los jóvenes del grupo dereferencia, pero son más lentos en laconsolidación de sus empleos, lo quesugiere que los jóvenes del País Vascoestán más expuestos a la precariedadlaboral que los de otras regiones.

6. CONSIDERACIONES FINALES

Desde la perspectiva de la transmisióndel capital humano entre una generacióny la siguiente, hemos analizado latransacción de los padres entre el númerode hijos que desean y la educación queestán en condiciones de ofrecerles. Enconcordancia con la teoría sobre cantidady calidad de hijos, los resultados señalanque el nivel socio-económico de lospadres está negativamente

correlacionado con el número de hijosque tienen y positivamente con laeducación que les dan. Se constataigualmente que el efecto rentacalidadfunciona también en sentido contrario,puesto que el número de hermanossupone una externalidad negativa en laeducación de los jóvenes. El análisiscomparativo entre sexos confirma que lasmujeres reciben más educación y que losvarones son más sensibles a los efectosde la familia y que, además, ellos sedesarrollan mejor en un ambientefemenino. Las cosas son diferentes en loque se refiere a la eficacia laboral de lainstrucción, ya que no se aprecian efectossignificativos de la familia en lastrayectorias profesionales de los jóvenesde un determinado nivel de educación.

El análisis de la naturaleza del hogares igualmente acorde con la teoría, en elsentido que los jóvenes que sedesarrollan en hogares biparentalessiguen procesos de escolarización máslargos que quienes sufren la disolucióndel matrimonio de sus padres. Además,se constata la elección entre mercado yhogar, ya que en las mujeres laemancipación por el matrimonio disuadela presencia en el mercado y en losvarones la incentiva y, además, lasestimaciones de cada sexo corregidas porel estado civil asocian la emancipacióncon un adelanto de las edades de salidadel sistema educativo y de entrada almercado de trabajo.

La vertiente lingüística del estudio ponede manifiesto la existencia de pautasdispares en las comunidades bilingües.Por lo que se refiere a la fertilidad seconstata que las mujeres que residen enlas áreas de bilingüismo institucional sereproducen menos que las que residen



en el área del castellano. En el ámbito dela calidad se aprecia que los jóvenes quese desarrollan en el área del catalánsiguen procesos de escolarización máscortos que el resto del estado, al contrariode lo que ocurre en Galicia y en lascomunidades del euskera donde lapermanencia en el sistema escolar esnotablemente mayor. El análisis de lainserción laboral revela que en Cataluñalos jóvenes acceden significativamenteantes que en el resto de España almercado de trabajo y al empleo fijo. Estehecho, sin embargo no se da en lasComunidades valenciana y balear dondelos procesos de escolarización sontambién más cortos. Por tanto caberechazar la hipótesis que vincula la menor

educación en el área mediterránea delcatalán con el mayor dinamismo delmercado de trabajo. En el País Vasco seconstata mayor precariedad laboral de losjóvenes, ya que recibiendo máseducación que el grupo de referencia yaccediendo antes al mercado consiguensus empleos fijos a edades más tardías.

El interés de los resultados obtenidossugiere su verificación con otras fuentesde datos, como el Panel de Hogares delque ya se disponen ya de dos oleadas,que completen las lagunas de la EPArespecto a las variables de renta, a losdatos biográficos básicos de la persona ya los de familia de origen en el caso delos emancipados.



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Tabla A.1. Cantidad de hijos. Estimación Probit multinomial. Sección transversal1998 (EPA, 2.° trimestre)

a) Mujeres con experiencia marital por grupos quinquenales de edad

Leyenda: a, b, c significación estadística al 99%, 95 y 90% respectivamente



Tabla A.1. Cantidad de hijos. Estimación Probit multinomial. Seccióntransversal 1998 (EPA, 2.° trimestre) (continuación)

b) Mujeres casadas que conviven con su pareja

Leyenda: a, b, c significación estadística al 99%, 95 y 90% respectivamente.



Tabla A.2. Cantidad de hijos. Estimación Probit multinomial. Evolución 1998-1999(EPA, 2.° trimestre)

Mujeres con experiencia marital por grupos quinquenales de edad

Leyenda: a, b, c significación estadística al 99%, 95 y 90% respectivamente



Tabla A.3. Estadísticos de la edad de salida del sistema educativo

a) Tipo de hogar en el momento de la encuestaEstadísticos Toda la

muestraHogar

biparentalHogar

monoparentalFuera delhogar

paternoMujeres E_MED

E_MEDT16-25

MEDIANASURV25

23,820,022,00,315

24,920,022,70,363

24,519,922,30,344

20,119,219,00,104

Varones

E_MEDE_MEDT16-25

MEDIANASURV26

22,519,520,20,240

23,019,520,40,260

22,119,419,80,221

20,219,118,50,124

b) Comunidades autónomas bilingües y con una sola lengua oficialEstadísticos CCAA

nobilingües

Cataluña Valencia Baleares PVasco Navarra Galicia

Mujeres E MEDE_MEDT16-25

MEDIANASURV25

23.920.022.20.322

22.519.821.00.241

23.119.921.50.278

21.719.720.40.193

25.820.223.60.409

28.020.325.30.493

25.420.123.30.391

Varones

E MEDE_MEDT16-25

MEDIANASURV25

22.719.520.30.248

21.319.319.30.177

21.919.419.70.208

20.819.219.00.152

25.219.521.90.34

24.819.721.70.337

23.519.620.70.276



Tabla A.4. Duración de la escolarizacion como proxy de la calidad de los hijos. Jóvenes entre16 y 25 años; corte transversal 1998 (EPA 2° trimestre). Estimaciones Weibull con

censura por la derecha y por la izquierda

Desviación típica entre paréntesisLeyenda a,b,c → significativo al (99%, 95%, 90%).



Tabla A.5. Duración de la escolarizacion como proxy de la calidad de los hijos.Estudio pseudolongitudinal entre 1988 y 1998 de las

generaciones de 16 años en 1988 y 1989. Estimaciones Weibullcon censura por la derecha y por la izquierda

Desviación típica entre paréntesis

Leyenda a,b,c → significativo al (99%, 95%, 90%).



Tabla A.6. Inserción laboral de las mujeres por niveles de educación según queconvivan o no en el hogar paterno

Niveles medios

Niveles superiores



Tabla A.7. Inserción laboral de los varones por niveles de educación según que convivan o noen el hogar paterno

Niveles medios

Niveles superiores



Tabla A.8. Inserción a la vida activa de los jóvenes que conviven en el hogar porniveles de educación. Corte Transversal 1998 (EPA, 2.° trimestre)

Niveles medios



Tabla A.8. Inserción a la vida activa de los jóvenes que conviven en el hogar por nivelesde educación. Corte Transversal 1998 (EPA, 2.° trimestre) (continuación)

Niveles superiores

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