“efectos del embarazo adolescente en chile”
TRANSCRIPT
“EFECTOS DEL EMBARAZO ADOLESCENTE EN CHILE”
TESIS PARA OPTAR AL GRADO DE
MAGÍSTER EN ECONOMÍA
Alumno: Amanda Loyola Heufemann
Profesor Guía: Claudia Martínez Alvear
Santiago, Enero 2014
Indice
1. Introduccion 1
2. Estrategia Empırica 6
3. Datos 8
4. Resultados 10
4.1. Estimacion por MCO . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 10
4.2. Estimacion por VI . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 11
5. Conclusiones 13
Indice de figuras
1. Tasa de fertilidad total para Chile, 1960-2011. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 17
2. Tasas de fecundidad por grupo etario de la madre. 1961, 1979 y 2010. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 17
3. Tasa de fecundidad juvenil (15 a 19 anos), 1997-2011. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 18
4. Porcentaje de madres adolescentes del total de madres de ninos nacidos vivos. 2005-2010 . . . . . . . . . . . . 18
5. Comparacion de tasas de fecundidad juvenil (15 a 19 anos), 1997-2011. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 19
6. Distribucion de madres adolescentes por edad a la que fueron madres. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 19
7. Distribucion de madres adolescentes por GSE, sobre el total de mujeres entre 16 y 20 anos. . . . . . . . . . . 20
8. Distribucion de madres adolescentes por ingreso lıquido mensual del hogar . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 20
9. Distribucion de madres adolescentes por nivel educacional del principal sostenedor del hogar . . . . . . . . . . 21
10. Entrega PAE RM . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 21
Indice de cuadros
1. Cantidad de comunas que entregan o no la PAE, por ano . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 21
2. Estadısticas descriptivas por tipo de adolescente . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 22
3. Estimacion por MCO, efectos embarazo adolescente . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 22
4. Estimacion por VI (1era etapa), efectos embarazo adolescente . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 23
5. Estimacion por VI (2da etapa), efectos embarazo adolescente . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 24
Efectos del embarazo adolescente en Chile∗
Amanda Loyola Heufemann
Universidad de Chile
Enero 2014
Resumen
Los efectos del embarazo adolescente en Chile han sido poco estudiados aun cuando existe
diversa literatura para el resto del mundo, en especial para paıses desarrollados. Este trabajo
estima el efecto del embarazo adolescente sobre la asistencia o completitud de la eduacion
secundaria, anos de escolaridad y participacion laboral. Usando datos de corte transversal
del ano 2012 y un enfoque de variable instrumental a traves del uso de la entrega comunal
de la pıldora anticonceptiva de emergencia como variable de exclusion, se encuentra que el
embarazo adolescente presenta una relacion negativa con las variables de resultado, la cual
es estadısticamente significativa sobre anos de escolaridad y participacion laboral, cuando se
usa como grupo de comparacion a adolescentes no madres. Estos resultados son distintos a
los obtenidos a traves de MCO, por lo que indican la importancia de considerar el problema
de endogeneidad y de saber identificar los grupos sobre los cuales los resultados encontrados
son relevantes. Ademas, esta nueva evidencia sugiere que el sistema educacional no estarıa
siendo capaz de incorporar efectivamente a las madres adolescentes.
∗Quisiera agradecer los comentarios de Dante Contreras, Daniel Hojman, Claudia Martınez y Valentina Paredes.El desarrollo de esta tesis fue gracias al financiamiento de CONICYT.
1. Introduccion
Durante los ultimos anos, se ha observado una marcada tendencia a la baja en las tasas de
fecundidad y fertilidad entre los paıses desarrollados. Esto ha generado un progresivo enveje-
cimiento de la poblacion en estos paıses y una creciente preocupacion por como lidiar con esta
situacion por parte de las autoridades. Si bien esto ha sido un proceso vivido principalmente
en paıses desarrollados, Chile no ha estado exento de esta dinamica.
En Chile, el numero de hijos por mujer ha sufrido una drastica caıda. Como se observa
en la figura 1, de 1960 a 1978 se paso de 5.58 a 2.78 hijos por mujer. Para el ano 2011 este
indicador fue de 1.8 hijos por mujer, dejandonos dentro de los paıses con menor tasa de
fertilidad total en el mundo, segun datos del Banco Mundial.
Lo anterior ha tenido su correlato con respecto a la tasa de fecundidad, es decir, el numero
de nacimientos cada mil mujeres . En la figura 2 se observan los cambios de este indicador
en tres momentos distintos, 1961, 1979 y 2010. Es interesante destacar la gran caıda que
tuvo para los rangos etarios que van desde 20-24 hasta 35-39, sin embargo vemos que para
el rango de 15 a 19 anos, es decir, el rango de madres adolescentes, no se generaron cambios
tan dramaticos. Este punto puede verse analizado con mas detalle en la figura 3, donde se
muestra la tasa de fecundidad para las mujeres entre 15 y 19 anos, la cual paso de 66.9 a 56.4
nacimientos por cada mil mujeres del rango etario, entre 1997 y 2011.
Por otro lado, entre los anos 2005 y 2010, el porcentaje de madres adolescentes de ninos
nacidos vivos se mantuvo bastante estable, en torno al 15%, segun lo indica la figura 4.
Poniendo a nuestro paıs en el contexto mundial, vemos mediante la figura 5 que las tasas
de fecundidad en general se han mantenido estables entre 1997 y 2011, para la jovenes entre
15 y 19 anos. Sin embargo, nuestro paıs se ubica muy por sobre los niveles de los paıses de
la Union Europea y de la OCDE, aunque bajo el nivel promedio de los paıses en vıas de
desarrollo de Latinoamerica y el Caribe.
Por lo tanto, es claro que las dinamicas de natalidad no han sido homogeneas entre los
distintos tramos etarios. Entender quienes son las madres adolescentes, ası como tambien los
efectos de un embarazo tan temprano es fundamental para el diseno de polıticas publicas y
para la reorientacion de un sistema de salud que hasta hace algunas decadas enfrentaba un
grupo etario maternal muy diferente.
Analizando los datos de la Septima Encuesta Nacional de Juventud 2012, representados
en la figura 6, vemos que mas del 60% de nuestra muestra tuvo a su primer hijo entre los
1
17 y 19 anos. Ademas, las figuras 7, 8 y 9 muestran el porcentaje de madres adolescentes
que tienen entre 16 y 20 anos sobre el total de mujeres en el mismo rango etario, por grupo
socioeconomico, ingreso lıquido mensual del hogar y nivel educacional del principal sostenedor
del hogar. Ası, vemos en la figura 7 que de las jovenes pertenecientes al GSE mas alto, ABC1,
solo el 0.19% son madres adolescentes, mientras que para los GSE D y E esto equivale a
22% y 14.8%, respectivamente. Por otro lado, de las jovenes que viven en hogares donde el
ingreso lıquido esta entre 126000 y 600000 pesos, cerca del un 22% son madres adolescentes,
mientras que para rangos mas altos de ingreso este porcentaje cae a la mitad, e incluso se
reduce siete veces como se observa en el rango que va de 1001000 a 2500000 donde solo el
3.6% de las jovenes entre 16 y 20 anos es madre adolescente, como lo muestra la figura 8.
Finalmente, analizando la figura 9, vemos que el embarazo adolescente es mas preponderante
en hogares donde el principal sostenedor posee un nivel educacional equivalente a educacion
basica completa, traduciendose esto en un 27.6% de madres adolescentes.
Dentro del grupo de literatura que busca dilusidar posibles efectos en el desarrollo edu-
cacional, laboral y social de las mujeres que fueron madres adolescentes, el principal reto
es manejar el problema de endogeneidad presente en las especificaciones utilizadas en las
estimaciones. Por lo tanto, es en el tratamiento de este punto donde radican las principales
contribuciones de los distintos trabajos.
Ademas, esta literatura puede ser dividida en dos grupos. El primero ha encontrado efectos
adversos y el segundo ha encontrado efectos muy pequenos o nulos, e incluso positivos de ser
madre adolescente sobre las distintas variables de resultado.
Dentro del primer grupo encontramos el trabajo de Jones, Astone, Keyl, Kim, and Alexander
(1999), quienes haciendo uso de datos para Estados Unidos, analizan el efecto del embarazo
adolescente sobre la completitud de la educacion secundaria para 4 generaciones de mujeres.
El problema de endogeneidad es tratado a traves del uso de varibles instrumentales (VI),
donde se propone como primer instrumento un ındice que indica el porcentaje de personas
de una misma raza, lo cual se justifica por el hecho de que la mayor cantidad de matrimonios
son edogamos, por lo que es de esperar que, por ejemplo, si una joven blanca asiste a un
colegio donde en su mayorıa asisten jovenes blancos, sera mas probable que inicie su vida
sexual. Como segundo instrumento se utiliza si la joven es o no catolica. Con esto se obtiene
un efecto negativo del embarazo adolescente sobre completar la secundaria, siendo entre 8 y
10% menos probable para las jovenes que tienen esta condicion.
2
En Ribar (1999), utilizando datos para pares de hermanas del panel de la NLSY 1 en-
tre 1979 y 1992, se encuentra un efecto negativo del embarazo adolescente sobre ingresos
familiares y anos de escolaridad. Estos efectos se calculan controlando por efectos fijos fami-
liares, a traves del uso de hermanas, y tambien considerando a esta variable como variable
instrumental.
Tambien dentro de este grupo se encuentra el trabajo de Klepinger, Lundberg, and Plotnick
(1999). Esta investigacion analiza el efecto del embarazo anterior a los 20 anos de edad sobre
los anos de escolaridad, anos de experiencia laboral como adolescente, anos de experiencia
laboral como adulto joven y salarios. Utilizando el panel 1979-1991 de la NLSY y el enfoque
de VI basado en edad de menarquia y variables a nivel de estados y paıs para Estados Unidos
relativas al costo de ser madre y acceso a control de fertilidad, se encuentran resultados nega-
tivos. Especıficamente, para mujeres blancas se obtienen 2.6 anos menos de escolaridad, 1.2
anos menos de experiencia laboral temprana, 2.2 anos menos de experiencia laboral adulta
y 44% menos de salario por el hecho de haber sido madre adolescente. Por otro lado, para
mujeres negras los resultados son 2.5 anos menos de escolaridad, coeficiente de experiencia
laboral temprana similar al de las mujeres blancas, efecto sobre experiencia laboral adulta no
significativo y 33% menos de salario.
Como vemos, los papers relativos a este tema utilizan principalmente datos para EE.UU.
Sin embargo tambien existe evidencia para otros paıses desarrollados. En particular, Chevalier and Viitanen
(2003) utilizan datos de Gran Bretana, especıficamente del panel 1958-1991 de National Child
Development Study 2. Ademas utilizan la metodologıa de Matching y de VI, usando la edad
de menarquia como variable de exclusion para el estimador de VI. Al analizar el efecto sobre
inversion en educacion post-secundaria, se encuentra un efecto negativo de entre 12 y 24%.
Por otro lado, los anos de experiencia laboral se reducen entre 0 y 3 anos, y los salarios caen
entre 10 y 22%.
Para Chile, los pocos trabajos que intentan encontrar una relacion causal han encontrado
resultados negativos. Dentro de ellos se encuentra el trabajo de Kruger, Berthelon, and Navia
(2009), y Kruger and Berthelon (2012).
En el primer trabajo se utilizan datos de la encuesta CASEN3 entre los anos 1990 y 2006,
junto con datos del Ministerio de Salud. Estimando el efecto a traves de MCO se encuentra
1Sigla en ingles para National Longitudinal Survey of Youth la cual es una encuesta de panel que se comenzo aconstruir en 1979 sobre una muestra de hombres y mujeres nacidos entre 1957 y 1964, en Estados Unidos.
2Encuesta panel tomada sobre todos los individuos nacidos en Gran Bretana durante la primera semana deMarzo de 1958.
3Encuesta de Caracterizacion Socioeconomica Nacional
3
que las madres adolescentes tienen un 37% menos de probabilidad de asistir o completar la
educacion secundaria que las adolescentes no madres. Por otro lado, utilizando como variable
instrumental la tasa de embarazos adolescentes a nivel municipal y la tasa de nacimientos
fuera del matrimonio a nivel municipal, lo anterior da como resultado entre 21 y 31% menos
de probabilidad.
El segundo trabajo analiza el efecto de ser madre adolescente sobre mujeres de entre 20
y 24 anos, de las cuales una proporcion fue madre adolescente y otra no. Se enfocan en la
completitud de la eduacion secundaria, matrıcula en educacion post secundaria y anos de
escolaridad, utilizando datos de la encuesta CASEN entre 1990 y 2009. Al estimar el modelo
con MCO se obtiene un 31% menos de probabilidad de terminar secundaria, 41% menos de
matrıcula en educacion post secundaria y 1.1 anos menos de escolaridad. Ademas se utiliza
la metodologıa de Matching, encontrando resultados muy similares a los obtenidos por MCO.
Por otra parte se utilizan datos de hermanas, para controlar por componentes familiares, con
lo que se obtienen resultados cercanos a la mitad de los obtenidos con las dos metodologıas
anteriores. Sin embargo, solo el efecto sobre eduacion secundaria se mantiene estadısticamente
significativo.
Dentro del grupo de trabajos que ha encontrado resultados pequenos, nulos o positivos
del embarazo en la adolescencia, cabe destacar el paper de Geronimus and Korenman (1992).
En el se introduce el uso de hermanas para controlar por aspectos familiares, utilizando datos
para Estados Unidos de 1982 (NLSYW)4, 1985 (PSID)5 y 1988 (NLSY). Analizando el efecto
sobre varibles de status socioeconomico, como ingresos, estado marital y logros educacionales,
los investigadores concluyen que los trabajos hechos con anterioridad sobre estiman el costo
del embarazo juvenil, al obtener estimaciones mucho mas pequenas que las resultantes de
investigaciones pasadas.
En el trabajo de Ribar (1994) el autor utiliza datos del panel 1979-1985 de la NLSY
para analizar el efecto en la completitud de nivel secundario de educacion. Utilizando un
modelo probit bivariado, y sin corregir por endogeneidad, encuentra que para las madres
adolescentes disminuye la probabilidad de terminar la secundaria, mientras que al corregir
por endogeneidad, utilizando como variable instrumental la edad de menarquia, la tasa de
aborto local y la disponibilidad local de obstetras y ginecologos, aumenta la probabilidad de
que la joven complete la secundaria.
4National Longitudinal Survey of Labor Market Experience, Young Women’s Cohort5Panel Study of Income Dynamics
4
Hotz, McElroy, and Sanders (2005) publicaron un trabajo hecho con datos del panel 1979-
1992 de la NLSY. Para tratar con la endogeneidad, utilizan el aborto espontaneo como variable
instrumental. De esta manera construyen una muestra de mujeres que se embarazaron en la
adolescencia, de las cuales una proporcion tuvo embarazos llevados a termino y otra sufrio de
un aborto espontaneo. Al estimar el modelo con MCO encuentran que las mujeres que fueron
madres adolescentes tienen 46% menos de probabilidad de terminar la secundaria, 1.16 hijos
mas, 16% mas de probabilidad de ser madre soltera, trabajan 170 horas menos al ano y tienen
menores salarios. Ademas tienen mas probabilidad de recibir asistencia publica, y reciben
mas dinero de estas instancias. Al utilizar la estimacion por medio de variable instrumental,
los resultados anteriores se hacen mas pequenos e incluso se revierten en algunos casos.
Especıficamente, con respecto a horas trabajadas e ingresos, las mujeres que fueron madres
adolescentes tendrıan menores valores para estas variables si hubieran retrasado el embarazo.
De los pocos trabajos con evidencia para Latinoamerica, el de Azevedo, Lopez-Calva, and Perova
(2012) se enmarca dentro de este grupo. Utilizando datos mexicanos de la Encuesta Nacional
de la Dinamica Demografica del 2006, analizaron el efecto de ser madre adolescente versus
haber retrasado el embarazo, ası como tambien versus mujeres que se embarazaron como
adolescentes pero sufrieron un aborto espontaneo. Ası, al realizar la primera comparacion,
ser madre adolescente implica 0.5 anos menos de escolaridad y 7% menos de probabilidad de
estar casada. Ademas presentan una mayor probabilidad de convivir y mayor dependencia
de programas sociales (mayor ingreso por asistencia social y mas probabilidad de participar
en estos programas). Al utilizar el experimento natural del aborto espontaneo se encuentra
que las mujeres que fueron madres en la juventud tienen 0.34 anos mas de escolaridad, no se
obtienen resultados distintos sobre estado marital ni horas trabajadas con respecto al grupo
de comparacion, y se refuerzan los resultados relativos a programas sociales.
El presente trabajo utiliza datos para Chile del ano 2012, con los que se compara asistencia
o completitud de la educacion secundaria, anos de escolaridad y participacion laboral para
adolescentes con hijos versus adolescentes sin hijos. Se encuentra que ser madre adolescente
es significativo sobre estos tres resultados al no controlar por endogeneidad. Ası, las madres
adolescentes presentan 31% menos de probabilidad de asistencia o completitud de secundaria,
1.6 anos menos de escolaridad y 12% menos de participacion laboral. Por otro lado, una vez
que el problema de endogeneidad es considerado, las madres adolescentes presentan un 19%
menos de probabilidad de asistencia o completitud de la educacion secundaria, 3.1 anos menos
de escolaridad y 47% menos de probabilidad de participar del mercado laboral. Sin embargo,
5
solo los resultados sobre anos de escolaridad y participacion laboral mantiene significancia
estadıstica, siendo el primero de estos significativo solo al 10%.
Con respecto a lo anterior, es interesante notar que al momento de comparar los resultados
obtenidos por ambas metodologıas, no es claro el signo del sesgo que genera el problema de
endogeneidad. Esto puede ser explicado principalmente por el grupo para el que son relevantes
las magnitudes encontradas, cuestion que sera analizada en mas profundidad en la seccion de
resultados.
El resto del trabajo se ordena de la siguiente manera. En la seccion 2 se analiza la estrategia
empırica adoptada para tratar este tema. Posteriormente, en la seccion 3, se analizan los datos
que se utilizaran en el trabajo, para finalmente presentar resultados en la seccion 4 y concluir
en la seccion 5.
2. Estrategia Empırica
Establecer una relacion causal entre el embarazo adolescente y las variables dependientes
supone un desafıo pues el embarazo no es un hecho que afecte aleatoriamente a las jovenes,
y tampoco podemos saber el desarrollo de la mujer si no hubiera sido madre adolescente,
es decir, no contamos con un contrafactual. Por esto es muy probable que caracterısticas no
observables de la mujer esten correlacionadas con la probabilidad de ser madre adolescente y
con las variables dependientes que seran analizadas. Ası, si no corregimos la estimacion por
este problema, tendremos un estimador sesgado del efecto de ser madre adolescente.
Para corregir por seleccion se utilizara la metodologıa de variables instrumentales. El ins-
trumento, Zi debera estar correlacionado con el embarazo adolescente, Ei, pero no con el
termino de error de la ecuacion que determine a la variable de resultado, Yi. Ası, la especifi-
cacion empırica de la estimacion sera:
Primera etapa: Ei = αXi + βZi + µi (1)
Segunda etapa: Yi = γXi + ρEi + ǫi (2)
donde Xi representa controles utilizados tanto en la primera como en la segunda etapa.
Si la variable instrumental esta correlacionada con la probabilidad de ser madre adolescen-
te, es decir, si β 6= 0, y no con las variables de resultado, Cov(Zi, ǫi) = 0, entonces tendremos
un instrumento apropiado, y los estimadores de (2) sera consistentes.
6
Cabe destacar, siguiendo a Imbens and Angrist (1994), que si el efecto es homogeneo
entre los grupos de compliers, never takers, y always takers, se estara capturando el Average
treatment effect. De no ser ası, solo se capturara un efecto local, es decir, el Local average
treatment effect.6
Instrumento: Para aplicar esta metodologıa se utilizara como variable de exclusion la
entrega de la Pıldora Anticonceptiva de Emergencia (PAE). Contextualizando esta eleccion,
cabe recordar que la entrega de la pıldora quedo en manos de los alcaldes, luego de que en
2008 se acogiera un requerimiento de inconstitucionalidad presentado por 36 parlamentarios
en 2006 sobre Normas Nacionales de Regulacion de la Fertilidad, lo cual afecto su distribucion
en los establecimientos pertenecientes al Sistema de Salud Central dependiente del Ministerio
de Salud. Con esto, la distribucion en postas y consultorios quedo sujeta a la decision del
alcalde. Posteriormente, en junio de 2009 la Contralorıa General de la Republica emitio un
dictamen prohibiendo de manera expresa a los alcaldes la posibilidad de entregar la PAE.
A fines de junio de 2009, la entonces Presidenta Michelle Bachelet envio un proyecto de
ley con suma urgencia de manera de reponer la entrega del farmaco en el Sistema Publico de
Salud, el cual fue finalmente aprobado en enero de 2010.
Durante el ano 2010 se sucedieron dos factores importantes que repercutieron sobre la
entrega de la pıldora. En primer lugar, el SEREMI7 de Salud de Coquimbo prohibio a las
matronas realizar la entrega del farmaco. Ante esto un grupo de diputados propuso modifica-
ciones al Codigo Sanitario para permitir que estas profesionales pudieran realizar la entrega,
cuestion que finalmente fue aprobada en ambas camaras. Por otra parte, se detectaron pro-
blemas de stock de la PAE en los consultorios.
Por lo anterior, es claro que han existido problemas en la entrega del farmaco, dificultando
su acceso. Esto podrıa explicar cierto porcentaje de mujeres que finalmente se convirtieron en
madres adolescentes, debido a la falta de entrega del farmaco en sus comunas. Ademas, com-
parando las dosis del farmaco entregadas en 2010 y 2011, lo cual nos sirve como aproximacion
del nivel de demanda en un ano con restricciones en la entrega versus uno sin restricciones,
esto paso de 3213 dosis a 62088. Por lo tanto, esto sugiere que la existencia de dificultades en
6En este caso, el grupo de compliers representa a las adolescentes que se hubieran embarazado de no existirdistribucion de la PAE en la comuna, el grupo de never takers son la jovenes que con entrega o no de la PAE no seconvierten en madres adolescentes, y el grupo always takers son las que con entrega o no de la PAE se conviertenen madres adolescente.
7Secretario Regional Ministerial8Segun datos entregados por el Departamento de Estadısticas e Informacion de Salud (DEIS) del Ministerio
de Salud.
7
el acceso habrıa impactado efectivamente a la demanda por la pıldora.
3. Datos
El presente trabajo utiliza los datos para Chile del ano 2012 de la Septima Encuesta
Nacional de Juventud desarrollada por el Instituto Nacional de la Juventud (INJUV). Esta
encuesta se enfoca en jovenes, hombres y mujeres, de entre 15 y 29 anos de edad, pertenecientes
a todas las regiones del paıs.
La pregunta Z.4, realizada a quienes tienen hijos, pregunta por la edad del hijo mayor.
Restringiendo la muestra a mujeres, y restando la informacion anterior a la edad de cada
mujer, podemos calcular aproximadamente la edad que tenıa la joven al momento de con-
vertirse en madre, lo cual nos permite identificar a las madres adolescentes. Esto es, mujeres
que fueron madres entre los 15 y 19 anos y que en la encuesta tienen entre 16 y 20 anos. Se
elimina a las mujeres que fueron madres antes de los 15 anos (12 observaciones)9 pues estos
casos pueden estar relacionados con situaciones de violencia sexual.
Dado el instrumento que se utilizara, detallado en la seccion 2, las madres a analizar seran
aquellas que lo fueron entre los anos 2009 y 2011. Esta eleccion se explica principalmente
porque no existen datos que muestren la situacion de la entrega del farmaco a nivel comunal
con anterioridad al 200910.
El grupo de comparacion que se utilizara sera el de las jovenes entre 20 y 16 anos que
no tienen hijos. Ası, a nivel muestral contamos con 228 adolescentes madres (13.47%) y
1465 adolescentes no madres (86.53%). A nivel poblacional, esto equivale a 107916 (15.82%)
adolescentes madres versus 574182 (84.18%) adolescentes no madres.
Las variables de resultado, ası como tambien los controles relativos a region, grupo socio-
economico, edad y zona fueron obtenidos de esta encuesta.
La variable de asistencia o completitud de la educacion secundaria viene directa de la
encuesta a traves de la pregunta E.4, con la cual se le asigna un 1 si es que esta cursando o
ya curso la Ensenanza Media, y un 0 si es que no la ha cursado.
Los anos de escolaridad se construyen utilizando la informacion de curso y nivel educa-
cional que actualmente se esta cursando (Z.8 y Z.9) o que ya se curso si es que la persona
9Los resultados presentados en este trabajo no son robustos a la inclusion de estas 12 observaciones pues, alhacerlo, debemos incluir a las jovenes de 15 anos que no son madres lo cual genera problemas en la muestra.
10Si bien existe un informe realizado por FLACSO, la Asociacion Chilena de Municipalidades y el Fondo dePoblacion de Naciones Unidas para el ano 2008, este solo considera 142 de las 345 comunas del paıs.
8
no se encuentra estudiando (Z.10 y Z.11). Para las personas que solo reportaban nivel (por
ejemplo, basica completa o incompleta) se le asigno el maximo de anos segun nivel en caso
de tenerlo completo. Si es que presentaban un nivel incompleto se le imputo la escolaridad
promedio dado el nivel incompleto, utilizando datos de la CASEN 2011.
Finalmente, la variable relativa a la participacion laboral fue construıda a traves de la
pregunta Z.14, asignando un 1 si es que la joven se encuentra trabajando, buscando trabajo
por primera vez o ha trabajado pero actualmente esta sin trabajo y esta buscando, y un 0 si
es que ha trabajado pero actualmente no esta trabajando ni buscando o si nunca ha trabajado
y no esta buscando.
Con respecto a otras fuentes de datos, se incluyo una variable para controlar por la ca-
lidad de los establecimientos educacionales a nivel comunal, tomando datos administrativos
del MINEDUC. Especificamente, se uso el promedio del SIMCE11 comunal. Ademas, para
controlar por el hecho de que las jovenes que experimentan un embarazo o maternidad ado-
lescente pueden enfrentar expulsion de sus colegios o situaciones similares, lo cual estarıa
repercutiendo en las variables de resultado que se analizaran, se utilizo la encuesta de padres
del SIMCE 2010 de segundos medios12 para construir una variable que indicara la presen-
cia de esta situacion a nivel comunal. Tambien fue utilizada la encuesta CASEN 2011 para
construir el ingreso per capita promedio comunal.
Los datos de la entrega de la PAE, a nivel comunal, para los anos 2009 y 2010 fueron
extraıdos de los reportes “Entrega de la Pıldora Anticonceptiva de Emergencia en el Sistema
de Salud Municipal de Chile”para los anos 2009 y 2010, elaborados por el Programa de Genero
y Equidad de FLACSO-Chile 13. Con estos datos se generaron las variables dicotomicas para
la entrega de la PAE en ambos anos, con las que luego se genero una variable que consolidara
aquella informacion, la cual le asigna un 0 a la comuna que entrego PAE en 2009 o en 2010
y un 1 si en ambos anos el farmaco no fue entregado, la cual sera finalmente utilizada como
instrumento14.
Segun el cuadro 1, la PAE fue entregada por 161 comunas en 2009, por 212 comunas
en 2010 y por 252 al considerar de manera consolidada ambos anos. Las figuras 10a y 10b
11Especıficamente, nos enfocamos en el puntaje del SIMCE 2010 hecho a los segundos medios.12De acuerdo a lo que Ud. sabe, ¿en el actual establecimiento educacional del estudiante se ha expulsado,
cancelado o negado la matrıcula a estudiantes nuevos o antiguos por alguno de los siguientes motivos?13Facultad Latinoamericana de Ciencias Sociales.14Fue considerado el uso de ambas variables dicotomicas por separado como instrumentos. Sin embargo, al
tener la edad de las jovenes y de los hijos en anos y no en una unidad mas detallada, como por ejemplo meses,lo cual solo nos permite tener aproximadamente el ano en que fueron madres, se opto por utilizar un instrumentomas amplio de manera de tratar con esta situacion.
9
sirven para ilustrar la situacion de la entrega de la PAE en la Region Metropolitana. En
azul estan destacadas las comunas que entregaban la PAE en el ano respectivo, mientras que
las comunas en celeste son aquellas que no entregaban la PAE. De esta forma se observan
claramente los cambios que sufrio la entrega de la PAE entre anos y entre comunas, lo cual
es utilizado como variacion exogena para instrumentalizar el embarazo adolescente.
Observando el cuadro 2 vemos que las madres adolescente asisten o completan la eduacion
secundaria, en promedio, un 64%, tienen 10.2 anos de escolaridad y un 30% participa del
mercado laboral, mientras que para las adolescentes no madres estas magnitudes son de 95%,
11.08 anos y 27%, respectivamente.
4. Resultados
4.1. Estimacion por MCO
Para analizar la relacion existente entre el embarazo adolescente y las variables de resulta-
do antes mencionadas, una primera aproximacion utilizada sera la estimacion por MCO15. El
cuadro 3 nos muestra los coeficientes obtenidos a traves de esta metodologıa. Analizandolo,
vemos que el hecho de ser madre adolescente se relaciona con una disminucion de 31% sobre
la probabilidad de asistir o completar la educacion secundaria, 1.6 anos menos de escola-
ridad y 12% menos de participacion laboral, en comparacion con adolescentes no madres.
Los resultados encontrados sobre educacion secundaria y anos de escolaridad son simila-
res a los reportados en Kruger, Berthelon, and Navia (2009) (solo el primer resultado) y en
Kruger and Berthelon (2012) (ambos resultados) cuando estiman el modelo por MCO, aun
cuando el segundo trabajo utilice grupos distintos de comparacion y el resultado analizado
sobre educacion secundaria se restrinja solo a completitud.
Analizando los controles sobre las variables de resultado relacionadas con educacion, vemos
que pertenecer al Grupo Socioeconomico C3, D o E, se relaciona negativamente con ellas,
siendo este resultado ademas estadısticamente significativo, con la excepcion de la relacion
entre GSE C2 o C3 y asistencia o completitud de educacion secundaria. Ademas, podemos
constatar que un ano mas de edad se relaciona con 1% mas de probabilidad de asistir o
completar la educacion secundaria, y con 0.8 anos mas de escolaridad.
15Como prueba de robustez, las variables de resultado dicotomicas tambien fueron estimadas a traves de unmodelo probit; los resultados para participacion laboral no variaron, sin embargo la estimacion sobre asistencia ocompletitud de la secundaria no convergio.
10
Observando la participacion laboral vemos que pertenecer al GSE C3, D o E se relaciona
de forma positiva y creciente con este resultado. Es decir, jovenes de GSE mas desaventajados
presentan mayor probabilidad de participacion laboral. Ademas vemos que la edad se rela-
ciona con un 12% mas de probabilidad de participacion laboral, siendo esto estadıticamente
significativo.
Las variables relativas a la zona de residencia, ingreso per capita promedio a nivel comunal,
puntaje SIMCE promedio a nivel comunal y rechazo en colegios por embarazo o maternidad
a nivel comunal no presentan significancia estadıstica para ninguna de las tres variables que
se analizan, con al excepcion del puntaje SIMCE que se relaciona de manera negativa con los
anos de escolaridad, sin embargo el efecto es muy pequeno.
4.2. Estimacion por VI
Para considerar el problema de endogeneidad, se procedera a realizar las estimaciones
siguiendo el enfoque de variable instrumental16. Los resultados de esto estan presentes en los
cuadros 4 y 5.
El primer cuadro nos muestra los resultados obtenidos en la primera etapa para todas las
variables de resultado, los cuales varıan levemente por la pequena diferencia en el numero de
observaciones utilizadas en cada estimacion. Ası, vemos que todos los grupos socioeconomicos
se relacionan positivamente con la probabilidad de ser madre adolescente, aumentando este
hecho en 7%, 11%, 22% y 19% respectivamente, toda vez que se mantiene excluıdo el GSE
ABC1.
Un ano extra de edad se relaciona con cerca de un 6.6% extra de probabilidad de ser
madre adolescente, mientras que el coeficiente del ingreso per capita promedio a nivel co-
munal lo podemos interpretar como que 10000 pesos extra se relacionan con 0.1% menos de
probabilidad de ser madre adolescente.
Finalmente analizando la variable de exclusion, vemos que haber vivido en una comuna
donde no se efectuo la entrega de la PAE se relaciona con 11.4% mas de probabilidad de
ser madre adolescente. Esto indica que el instrumento afecta significativamente el embarazo
adolescente y en una magnitud importante.
16Para esto se utilizo un modelo lineal de estimacion en dos etapas, lo cual entrego resultados fuera de muestrapara el analisis de participacion laboral. Por lo tanto, los resultados mostrados para esta variable fueron obtenidosa traves de un modelo en dos etapas donde la primera de ellas es lineal y la segunda es probit. Como prueba derobustez, se aplico el mismo metodo sobre asistencia o completitud de la secundaria, sin embargo la estimacion noconvergio.
11
Sabemos que al utilizar variable instrumental nos podemos enfrentar al problema de ins-
trumentos debiles, el cual genera estimaciones sesgadas y tests de hipotesis con grandes dis-
torciones. Por lo tanto, se torna relevante analizar si el instrumento sufre de este problema.
Siguiendo a Stock and Yogo (2002), un instrumento sera debil si el test de Wald convencional
a un nivel de significancia α tiene un tamano real tal que puede superar cierto umbral r, por
ejemplo r = 10% cuando α = 5%. La ultima fila del cuadro 4 muestra el resultado del Test
F, el cual se ubica en torno a 8. Este valor es mayor a aquel relativo a un r = 20% pero
menor que aquel de un r = 15%, considerando un α = 5%. Por lo tanto, aceptando un nivel
de significancia real mayor a 15% pero menor a 20%, cuando el nivel de significancia con el
que se construye el test es de 5%, el instrumento no sufre del problema antes descrito. Dicho
de otro modo, con un poder entre 80% y 85%, el test nos informa que el instrumento no
sera debil. Aun ası, esto nos indica que tendremos que interpetar los resultados con cautela.
Por otro lado, al realizar un test de endogeneidad, el valor p que se obtiene es de 0.7 con lo
cual rechazamos la nula de que los estimadores por MCO sean identicos a los de la estimacion
en dos etapas, por lo cual es correcto utilizar una metodologıa que se haga cargo del problema
de endogeneidad de la especificacion.
Los resultados de la segunda estapa de esta estimacion se encuentran en el cuadro 5.
Se observa que la condicion de madre adolescente se relaciona negativamente con las tres
variables de resultado. Ası, el hecho de ser madre adolescente se relaciona con 19% menos
de probabilidad de asistir o completar la secundaria, 3.1 anos menos de escolaridad y 47%
menos de probabilidad de participar en el mercado laboral. Estos dos ultimos resultados son
estadısticamente significativos, aun cuando el resultado sobre escolaridad lo es solo al 10%
de significancia. Por lo tanto, vemos que no corregir por endogeneidad sobrestima de manera
importante los efectos negativos de ser madre adolescente sobre las variables educativas y
subestima los efectos sobre participacion laboral.
A la luz de la evidencia para Chile y recordando los trabajos de Kruger y coautores
antes citados, en los que al controlar por endogenedidad, se encuentra un efecto negativo
y estadısticamente significativo de ser madre adolescente sobre educacion secundaria y no
significativo sobre anos de escolaridad, vemos que los resultados de presente trabajo replican
en signo a aquellos resultados mas no en significancia estadıstica.
La interpretacion de los parametros estimados dependera del modelo de contrafactual que
consideremos. En el caso en que el efecto causal sea constante, nuestra estimacion utilizando
variables instrumentales captura correctamente el efecto de ser madre adolescente sobre el
12
individuo promedio de la poblacion analizada. Sin embargo, si consideramos un modelo mas
general en que el efecto causal es heterogeneo (Imbens and Angrist (1994)), el estimador
estara capturando un efecto local. En este caso, este efecto se da sobre el grupo de las jovenes
que se hubieran embarazado de no haber existido disponibilidad del farmaco en sus comunas.
Con esto, las estimaciones encontradas no resultan ser demasiado sorprendentes. Podemos
considerar que estas jovenes no tenıan dentro de sus planes de corto plazo convertirse en
madres, por lo que es probable que quisieran continuar con sus estudios secundarios. Esto
puede explicar la no significancia del resultado sobre asistencia o completitud del colegio. A
su vez, esto tambien puede explicar el hecho de que estas jovenes participen menos que las
adolescentes sin hijos, pues mantienen la intencion de seguir con sus estudios. Sin embargo,
aun cuando lo anterior ocurra, el hecho de tener un hijo puede afectar el rendimiento de
las jovenes o evitar que la asistencia tenga la constancia necesaria para que pasen de curso,
siendo el factor que puede estar tras el resultado sobre anos de escolaridad, aun cuando este
sea significativo solo al 10%.
El resto de los controles poseen coeficientes y niveles de significancia similares a los obte-
nidos mediante la estimacion por MCO.
5. Conclusiones
El embarazo adolescente es una problematica que ha afectado a nuestras jovenes de manera
constante en los ultimos anos, aun cuando las tasas de natalidad generales para nuestro paıs
se encuentren dentro de las mas bajas del mundo. Ademas, constituye un problema que debe
ser enfrentado desde las polıticas publicas pues, como mostramos en este trabajo, puede tener
efectos importantes en las posibilidades de las mujeres de continuar sus estudios o integrarse
exitosamente al mercado laboral. Por esto es relevante estudiar los potenciales efectos que esta
condicion puede tener sobre la vida de las mujeres, de manera de disenar polıticas publicas
acorde a los problemas que se identifiquen.
Este trabajo abarco la relacion del embarazo adolescente con asistencia o completitud de
educacion secundaria, anos de escolaridad y participacion en el mercado laboral, tomando
como grupo de comparacion a adolescente no madres. Al realizar esta estimacion mediante
MCO, obtenemos una relacion negativa del embarazo adolescente con la probabilidad de asis-
tencia o completitud de la eduacion y con los anos de escolaridad. En especıfico, esto implica
un 31% menos de probabilidad de asistencia o completitud, 1.6 anos menos de escolaridad y
13
12% menos de probabilidad de participar del mercado laboral.
Para lidiar con el problema de endogeneidad, se utilizo la metodologıa de variable ins-
trumental, utilizando como variable de exclusion la entrega de la pıldora anticonceptiva de
emergencia en los anos 2009 y 2010. Cabe destacar que el uso de esta variable representa
un aporte a la literatura existente sobre el tema pues, por lo general, para lidiar con este
problema los trabajos utilizan informacion sobre aborto espontaneo o muestras de hermanas
para controlar por factores familiares. Este instrumento resulta ser apropiado en el sentido de
tener alta correlacion con la variable endogena y ademas es significativo a la hora de explicar
la probabilidad de ser madre adolescente.
Con lo anterior, se obtiene que las madres adolescentes presentan 19% menos de probabi-
lidad de asistencia o completitud de la educacion secundaria, 3.1 anos menos de escolaridad y
47% menos de probabilidad de participar en el mercado laboral. Sin embargo, solo el ultimo
resultado mantienen significancia estadıstica al 5% de significancia.
Desde un punto de vista metodologico, estos resultados evidencian la importancia de
corregir las estimaciones por los problemas de endogeneidad existentes, pues en caso contrario,
estarıamos considerando estimaciones sesgadas. Ademas, es importante identificar los grupos
que resultan relevantes al momento de interpretar los resultados de las estimaciones.
Analizando los resultados a la luz de recomendaciones de polıtica, estos nos indican la
importancia de generar programas de apoyo a las jovenes para que continuen con sus estudios,
lo cual en parte esta contemplado en la ley al existir la prohibicion de expulsion por parte de
los establecimientos educacionales de estas jovenes. Sin embargo, parece ser mas importante
la existencia de medidas que apoyen a las jovenes una vez que ellas retoman sus estudios,
para lograr que este proceso sea exitoso y no se retrasen en relacion a sus pares.
14
Referencias
Azevedo, J. P., L. Lopez-Calva, and E. Perova (2012): “Is the baby to blame? an
inquiry into the consequences of early childbearing,” An Inquiry into the Consequences of
Early Childbearing (May 1, 2012). World Bank Policy Research Working Paper, (6074).
Burdiles, P. (2011): “Situacion actual del embarazo adolescente en Chile,” Ministerio de
Salud.
Chevalier, A., and T. K. Viitanen (2003): “The long-run labour market consequences
of teenage motherhood in Britain,” Journal of Population Economics, 16(2), 323–343.
Dides, C., C. Benavente, and J. M. Moran (2009): “Entrega de la Pıldora Anticoncepti-
va de Emergencia en el Sistema de Salud Municpal, Chile. Estado de Situacion,” Programa
de Genero y Equidad, FLACSO-Chile.
Dides, C., C. Benavente, and I. Saez (2010): “Entrega de la Pıldora Anticonceptiva de
Emergencia en el Sistema de Salud Municpal, Chile. Estado de Situacion,” Programa de
Genero y Equidad, FLACSO-Chile.
Geronimus, A. T., and S. Korenman (1992): “The socioeconomic consequences of teen
childbearing reconsidered,” The Quarterly Journal of Economics, 107(4), 1187–1214.
Hotz, V. J., S. W. McElroy, and S. G. Sanders (2005): “Teenage Childbearing and Its
Life Cycle Consequences Exploiting a Natural Experiment,” Journal of Human Resources,
40(3), 683–715.
Imbens, G. W., and J. D. Angrist (1994): “Identification and estimation of local average
treatment effects,” Econometrica, 62(2), 467–475.
INE (2012): “Estadısticas Vitales. Informe Anual 2010,” .
Jones, A. S., N. M. Astone, P. M. Keyl, Y. J. Kim, and C. S. Alexander (1999):
“Teen childbearing and educational attainment: A comparison of methods,” Journal of
Family and Economic Issues, 20(4), 387–418.
Klepinger, D., S. Lundberg, and R. Plotnick (1999): “How does adolescent fertility
affect the human capital and wages of young women?,” Journal of Human Resources, pp.
421–448.
15
Kruger, D., and M. Berthelon (2012): “Education consequences of adolescent mother-
hood in Chile,” Mimeo.
Kruger, D., M. Berthelon, and R. Navia (2009): “Adolescent motherhood and secon-
dary schooling in Chile,” IZA Discussion Paper.
Ribar, D. C. (1994): “Teenage fertility and high school completion,” The Review of Econo-
mics and Statistics, pp. 413–424.
(1999): “The socioeconomic consequences of young women’s childbearing: Reconci-
ling disparate evidence,” Journal of Population Economics, 12(4), 547–565.
Stock, J. H., and M. Yogo (2002): “Testing for weak instruments in linear IV regression,”
.
16
Cuadros y Figuras
Figura 1: Tasa de fertilidad total para Chile, 1960-2011.
Fuente: Elaboracion propia en base a datos extraıdos de World dataBank.
Figura 2: Tasas de fecundidad por grupo etario de la madre. 1961, 1979 y 2010.
Fuente: Informe Anual de Estadıstica Vitales 2010. INE.
17
Figura 3: Tasa de fecundidad juvenil (15 a 19 anos), 1997-2011.
Fuente: Elaboracion propia en base a datos extraıdos de World dataBank.
Figura 4: Porcentaje de madres adolescentes del total de madres de ninos nacidos vivos.2005-2010
Fuente: Situacion actual del embarazo adolescente en Chile. MINSAL, 2012.
18
Figura 5: Comparacion de tasas de fecundidad juvenil (15 a 19 anos), 1997-2011.
Fuente: Elaboracion propia en base a datos extraıdos de World dataBank.
Figura 6: Distribucion de madres adolescentes por edad a la que fueron madres.
Fuente: Elaboracion propia en base a datos de la Setima Encuesta Nacional de la Juventud 2012.La figura muestra a las madres adolescentes que tienen entre 16 y 20 anos en la encuesta.
19
Figura 7: Distribucion de madres adolescentes por grupo socioeconomico, sobre el total demujeres entre 16 y 20 anos.
Fuente: Elaboracion propia en base a datos de la Setima Encuesta Nacional de la Juventud 2012.La figura muestra el porcentaje de madres adolescentes que tienen entre 16 y 20 anos sobre el total de mujeres
pertenecientes al mismo rango etario, por GSE.
Figura 8: Distribucion de madres adolescentes por ingreso lıquido mensual del hogar, sobre eltotal de mujeres entre 16 y 20 anos.
Fuente: Elaboracion propia en base a datos de la Setima Encuesta Nacional de la Juventud 2012.La figura muestra el porcentaje de madres adolescentes que tienen entre 16 y 20 anos sobre el total de mujeres
pertenecientes al mismo rango etario, por intervalo de ingreso.
20
Figura 9: Distribucion de madres adolescentes por nivel educacional del principal sostenedordel hogar, sobre el total de mujeres entre 16 y 20 anos.
Fuente: Elaboracion propia en base a datos de la Setima Encuesta Nacional de la Juventud 2012.La figura muestra el porcentaje de madres adolescentes que tienen entre 16 y 20 anos sobre el total de mujeres
pertenecientes al mismo rango etario, por nivel educacional del sostenedor.
Cuadro 1: Cantidad de comunas que entregan o no la PAE, por ano
Entrga No entregaComunas 2009 161 133Comunas 2010 212 96Ambos anos 252 48
(a) Entrega PAE RM 2009
Units
01(0,1][0,0]No data
(b) Entrega PAE RM 2010
Units
01(0,1][0,0]No data
Figura 10: Entrega PAE RM
21
Cuadro 2: Estadısticas descriptivas por tipo de adolescente
Madres adolescentes Adolescentes no madresMedia DS Media DS
Asistencia o completitud educacion secundaria 0.64 0.48 0.95 0.21Anos de escolaridad 10.2 2.17 11.08 1.7Participacion laboral 0.30 0.45 0.27 0.44
N 114322 701304
Nota: Se realizo un test de diferencia de medias sobre las medias muestrales. Se rechazo la nula de medias igualespara la variable relativa a asistencia o completitud de educacion secundaria y participacion laboral.
Cuadro 3: Estimacion por MCO, efectos embarazo adolescente
Asistencia o completitud secundaria Anos escolaridad Participacion laboral
Madre adolescente -0.310*** -1.638*** -0.126*(0.0431) (0.303) (0.0658)
Dummy GSE C2 0.00717 -0.308** 0.0893(0.0196) (0.147) (0.0707)
Dummy GSE C3 -0.0299 -0.509* 0.146***(0.0229) (0.277) (0.0511)
Dummy GSE D -0.0778*** -0.676*** 0.252***(0.0211) (0.146) (0.0575)
Dummy GSE E -0.398*** -1.512*** 0.296***(0.108) (0.303) (0.105)
Edad 0.0110 0.790*** 0.123***(0.00704) (0.0453) (0.0124)
Zona (Urbano/Rural) 0.0539 0.153 0.0696(0.0509) (0.183) (0.0639)
Ingreso per capita comunal -2.01e-08 -1.78e-07 -1.37e-07(6.34e-08) (5.06e-07) (1.17e-07)
Promedio SIMCE comunal -0.000627 -0.00983** 0.00105(0.000832) (0.00481) (0.00157)
Rechazo por embarazo a nivel comunal -0.0658 -0.209 0.111(0.0965) (0.438) (0.166)
Numero de observaciones 1693 1693 1653
Nota: Errores estandar por cluster en la variable comuna entre parentesis.*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1Se incluyeron controles por region.
22
Cuadro 4: Estimacion por VI (1era etapa), efectos embarazo adolescente
Madre adolescente Madre adolescente
Dummy GSE C2 0.0715* 0.0740*(0.0404) (0.0412)
Dummy GSE C3 0.1085** 0.1111**(0.0450) (0.0458)
Dummy GSE D 0.2158*** 0.2223***(0.0405) (0.0410)
Dummy GSE E 0.1924*** 0.1970***(0.0604) (0.0614)
Edad 0.0666*** 0.0662***(0.0098) (0.0098)
Zona (Urbano/Rural) 0.0414 0.0443(0.0393) (0.0400)
Ingreso per capita comunal -9.62e-08 -1.07e-07(1.04e-07) (1.06e-07)
Promedio SIMCE comunal -0.00004 0.0001(0.0011) (0.0011)
Rechazo por embarazo a nivel comunal -0.0085 -0.0134(0.1674) (0.1660)
Entrega PAE 0.1140*** 0.1143***(0.0396) (0.0408)
Test F 8.284 7.823Numero de observaciones 1492 1457
Nota: Errores estandar por cluster en la variable comuna entre parentesis.*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1Se incluyeron controles por region.Primera columna representa primera etapa sobre asistencia o completitud de educacion secundaria y sobre anosde escolaridad, mientras que la segunda columna representa primera etapa sobre participacion laboral. Losresultados presentados en ambas columnas difieren levemente debido al distinto numero de observaciones quecada estimacion utiliza.
23
Cuadro 5: Estimacion por VI (2da etapa), efectos embarazo adolescente
Asistencia o completitud secundaria Anos escolaridad Participacion laboral
Madre adolescente -0.192 -3.164* -0.469***(0.276) (1.624) (0.092)
Dummy GSE C2 -0.00284 -0.229 0.140*(0.0316) (0.168) (0.0831)
Dummy GSE C3 -0.0505 -0.384 0.195*(0.0382) (0.267) (0.099)
Dummy GSE D -0.0957* -0.375 0.344***(0.0549) (0.327) (0.075)
Dummy GSE E -0.430*** -1.279*** 0.383***(0.126) (0.386) (0.100)
Edad 0.00363 0.901*** 0.151***(0.0183) (0.0990) (0.0173)
Zona (Urbano/Rural) 0.0446 0.207 0.069(0.0523) (0.207) (0.0547)
Ingreso per capita comunal -3.15e-08 -3.15e-07 -2.55e-07*(7.26e-08) (5.14e-07) (0.0000)
Promedio SIMCE comunal -0.000533 -0.00942* 0.0016(0.000836) (0.00494) (0.0016)
Rechazo por embarazo a nivel comunal -0.0681 -0.399 0.0366(0.0936) (0.633) (0.137)
Numero de observaciones 1492 1492 1457
Nota: Errores estandar por cluster en la variable comuna entre parentesis.*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1Se incluyeron controles por region.La ultima columna fue calculada con un modelo donde la segunda etapa es probit, pues al hacerlo de maneralineal en ambas etapas, las estimaciones daban fuera de muestra.
24