El rol de estudiante de la Enseñanza Media (el “liceal”) puede ser definido como la nota más distintiva de la última etapa de la socialización entre los 15 y los 20 años con la cual las sociedades modernas procesan la transición desde el mundo de la irresponsabilidad social propio de la infancia hacia el mundo de la total responsabilidad (el trabajo, la ciudadanía y la familia). En las sociedades secularizadas, esta etapa de transición tiene fronteras difusas: son escasos los símbolos/ritos socialmente generalizados que delimitan cuándo finaliza esta etapa. La frontera más nítida es jurídica. La norma marca también los límites de la exigibilidad de un comportamiento específico, asistir a la escuela, o si se quiere, pone fin también a la pretensión de regular la totalidad de la vida del joven desde las obligaciones y derechos del estudiante. Si se considera desde este punto de vista, durante la etapa de la educación obligatoria, las normas logran reducir las trayectorias de vida; sin embargo, concluidas la obligatoriedad, en teoría se abren múltiples trayectorias posibles para los jóvenes.
En el caso de Uruguay y conforme a las normas constitucionales y legales, la etapa culminaría con la acreditación del Ciclo Básico, esto es aproximadamente a los 14 o 15 años de edad (suponiendo una trayectoria exitosa, sin repeticiones ni rezagos). En esa edad también se corresponde con la autorización legal para trabajar, sin que esto signifique el fin de la obligación de los padres de cubrir el sustento del joven. Sin embargo, como la mayoría de edad civil, penal y política está establecida a los 18 años, ese período posterior resulta socialmente difuso donde nuevas y viejas referencias institucionales se solapan, dado que los jóvenes no están obligados a seguir estudiando, tienen ciertos permisos laborales, pero sin la obligación de sustentarse y no han completado todos sus derechos/obligaciones ciudadanos. ¿Cómo explicar la no concurrencia a un centro educativo en un período en que la educación formal es optativa?
En este marco social de referencia aparece el fenómeno llamado comúnmente “deserción” como uno de los problemas más acuciantes en la agenda de las políticas educativas actuales. Desde la sociología preferimos denominarlo como “desafiliación”: un proceso por el cual un individuo decide que ciertas normas no seguirán rigiendo más su vida. El concepto es relativamente novedoso y está fundado en la reflexión centro-europea sobre las relaciones entre los ciudadanos y los prestadores de servicios de bienestar (Castel, 2000). Además de la ganancia conceptual de inscribir el fenómeno en un marco más amplio, el término “deserción” nos parece objetable porque su connotación moral, marcial y penal terminan por ocultar el conjunto de factores individuales y sobre todo, organizacionales que pueden conducir a la decisión de dejar de asistir a organización educativa.
De todos modos, la desafiliación entre los 15 y los 20 años debe tener dos valoraciones distintas distinguiendo si el joven se retiró del sistema antes de la acreditación del CB o si lo hizo una vez acreditado.
En el primer caso, la desafiliación tiene un doble significado. Por un lado, representa individualmente una infracción a la norma que impone la obligatoriedad; sólo aquí cabría la acepción popular de “deserción”. Por otro lado y en términos agregados, es una expresión de la incapacidad del Estado de regular preceptivamente los cursos de vida de sus (futuros) ciudadanos en forma estandarizada y transversal a aquellas categorías sociales, en este caso menores, a los que se comprometió constitucional y legalmente a proteger.
En el segundo caso, la desafiliación por definición de la etapa de socialización, carece estrictamente de consecuencias jurídicas para el individuo dado que se produce más allá de la norma obligatoria. Ahora bien, la continuación o no de estudios no obligatorios tiene una gran relevancia sociológica. Por el lado del individuo, es necesario conocer cuál es la racionalidad y los incentivos externos que subyacen a esta decisión que trascienden a una prescripción (en el caso de haber cumplido con la norma). Por el lado del estado, porque la desafiliación implica la desprotección por parte de una política social de bienestar en un período vital en el que probablemente, las políticas de bienestar asociadas al trabajo aún no estén cubriendo los riesgos sociales.
El análisis planteado en este artículo tiene tres partes: una primera descripción de la desafiliación atendiendo más al momento en que se produce que a su magnitud. Luego expone las relaciones que existen entre este evento con las competencias medidas por PISA en 2003 y las variables de clase social. Concluye con una caracterización de los jóvenes que se han desafiliado. Nos restringimos aquí exclusivamente a estudiar este comportamiento en el nivel de la Enseñanza Media, sea en el Ciclo Básico, sea en la Educación Media Superior. Si bien acordamos en las distintas valoraciones sociales, conceptualmente no haremos distinción según cuál es el nivel que es abandonado.
La base empírica de este trabajo está provista por el Pisa-l Uruguay (2003-2007). Este es el resultado de transformar en panel una sub-muestra de 2201 estudiantes uruguayos incluidos en la muestra de Pisa 2003. El diseño de la muestra fue aleatorio, estratificado por niveles de desempeño PISA y con probabilidad uno para aquellos que alcanzaron los niveles 4, 5 o 6 de matemática. El cuestionario incorporó temas de trayectorias a través del diseño de preguntas retrospectivas sobre eventos escolares, laborales y familiares. El período de ventana para la observación se determinó entre marzo de 2003 y el momento de la encuesta (marzo-noviembre del 2007). En el primer caso, los registros de 2003 se solapan con la información generada por Pisa 2003, aunque resulta novedosa en el campo laboral. El final del período de observación al coincidir con el trabajo de campo, se extendió entre marzo y noviembre de 2007, cubriendo por lo tanto todo el año escolar aunque sin incluir su finalización. Para el cómputo de los pesos muestrales se debió corregir la sobre-representación generada, siguiendo la metodología empleada por PISA. El ponderador final de estudiantes incorpora por lo tanto los pesos asignados por PISA 2003 a la muestra de Uruguay más los pesos y ajustes por no respuesta calculados por nosotros. Una presentación detallada de todo el diseño se encuentra en el Reporte Técnico (Fernández, Boado & Bonapelch, 2008).
1. CONCEPTO, MEDIDAS E HIPÓTESIS
1.1. Deserción o desafiliación
En este marco social de referencia y acotado a este período etario, es que queremos sugerir una reconceptualización del fenómeno de la“deserción”{1} . La revisión de la bibliografía mostró que bajo la aparente univocidad del término, aparecen (al menos) tres acepciones analíticamente separables: el ausentismo, el abandono y la no reinscripción. También nos guiaremos para este propósito por dos cuestiones metodológicas elementales: (i) la noción preliminar propuesta refiere a una propiedad de los individuos y no de los sistemas educativos; y (ii) por tanto, se requieren datos longitudinales sobre individuos si se desea tener una estimación clara de la deserción.
Congruente con estas premisas, el primer paso que damos en la reconceptualización es descartar las nociones de “deserción” que sólo refieran al “abandono” de uno o de varios cursos. La reversibilidad del estado que genera el abandono de un curso, cuestión apuntada por las citas hechas a Furtado (2003) y Rumberger & Lamb (2003), implican reconocer que se trata de dos fenómenos distintos: uno el abandono y otro la “deserción”. Aunque claro está esto no significa que hipotéticamente ambos estén relacionados causalmente. El segundo paso es reafirmar el requisito de no-reinscripción como elemento central de la noción en la medida en que destaca con toda nitidez el hecho central a nuestro juicio: la decisión de un adolescente o de joven de no asumir las expectativas de rol de estudiante que devienen de estar inscripto en un nivel del sistema y en una escuela en particular.
Ahora bien, la “deserción” así entendida es además de una decisión, un “estado social” en la medida en que ubica a la persona en el extremo negativo del eje de la integración al sistema educativo. Dado que esta posición la ocupa sin contar con la credencial normativamente establecida de acuerdo a su edad, hipoteticemos por el momento que al menos este estado social se caracteriza por una mayor incertidumbre respecto del grado de integración que el adolescente o el joven alcanzarán en los otros sistemas sociales: la cultural, la política y en particular, en la economía.
1.2. Proceso y trayectorias
Teniendo presente esto y con base en una línea de análisis de la sociología de las políticas sociales proponemos por tanto remplazar el término de “deserción” por el de “desafiliación” en la medida en que delimita más apropiadamente el estado social en que se encuentra al menos hipotéticamente, un adolescente o joven que ha abandonado la educación .
Conceptuamos a la desafiliación como el último y más visible resultado de un proceso en el que se objetiva la decisión de una persona de no continuar rigiendo (parte de) su vida por las instituciones de la Enseñanza Media o Superior. Suponemos que tal decisión se elabora durante el tiempo en que el joven transita por los centros educativos. Durante este tiempo suceden otras experiencias o eventos que van clarificando el sentido que tiene la educación formal en la vida y adquieren sentido en el marco de la decisión de dejar de estudiar. Uno de esos eventos podría ser el abandono, otro el ausentismo, como también la repetición y la extra-edad.
En segundo lugar, sostenemos que no hay un único evento que unívocamente permita establecer la desafiliación, ni tampoco a priori, una secuencia de eventos que pre-definan el proceso de desafiliación. Esta es una cuestión empírica que a nuestro entender conviene estudiar desde la idea de trayectoria que podríamos denominar de riesgo.
Ahora bien, una tercera propiedad destacable de este fenómeno es su carácter teóricamente transitorio y por tanto reversible. En el caso de la etapa vital aquí analizada (15 a 25 años) existen buenas razones para suponer que la transición a la edad adulta puede conllevar a múltiples desafiliaciones y re-afiliaciones como consecuencia misma de la construcción del propio proyecto de vida.
1.3. Delimitación empírica (indicador)
El estudio longitudinal de los estudiantes uruguayos evaluados por Pisa 2003 (Boado & Fernández, 2008) tiene un diseño apropiado para aplicar el concepto propuesto de desafiliación y testear varias de las hipótesis explicativas manejadas.
Con base en estos datos, delimitamos el fenómeno a partir de constatar que un joven tomó la decisión de no inscribirse o de no asistir desde un comienzo en los cursos durante dos años consecutivos. A esta primera condición se le añade otra: que tampoco hayan regresado a la educación formal luego de este período de dos años. Para esta definición general no distinguiremos ni entre niveles educativos ni orientación de los cursos o programas matriculados. Por ejemplo, designamos como desafiliados aquel joven que ni en el año 2004 ni en el año 2005 inició los cursos en que se habían matriculado ni tampoco dio exámenes pendientes; pero tampoco regresó a las aulas en 2006 o en 2007.
En virtud de esta definición operativa, la desafiliación en tanto proceso resultaría acotada al tiempo transcurrido entre los dos eventos sucesivos de no inscripción. Volviendo al ejemplo, el tiempo de desafiliación de este joven hipotético sería el año calendario transcurrido de febrero de 2004 a febrero de 2005; por convención, codificamos que este joven se desafilió en 2004.
Obsérvese también que con esta definición temporal, el proceso de desafiliación se produce fuera de un centro educativo. En los hechos el último año de asistencia previo a la desafiliación será el año anterior a la ocurrencia del primer evento. De nuevo en el ejemplo, este joven desafiliado en 2004 estuvo en 2003 por última vez en un centro educativo, y por tanto habrá que explorar en las vivencias escolares de ese año algunas de las razones que lo llevaron a desafiliarse.
También es de apreciarse que en esta definición operativa no colocamos el requisito de haber completado los niveles o ciclos de la educación obligatoria. Alcanza su desvinculación del sistema educativo teniendo abierta la oportunidad de continuar estudiando. Esta es una acepción más flexible de la medida que permite incluir al nivel de la Educación Superior en este tipo de estudios, ahí donde no existe obligatoriedad y entre quienes ya han completado con creces las credenciales exigidas legalmente. Incluso con esta medida consideramos desafiliado a quien no se ha inscripto en el sistema porque habiendo completado un nivel o ciclo podría estar satisfecho con la escolaridad alcanzada. Algunos trabajos revisados incluyen sin dificultades este último grupo siempre que se trate de jóvenes, bajo una concepción amplia de “educación a lo largo de la vida”. Puede ser razonable que estas extensiones fuercen el sentido la reconceptualización propuesta, sobre todo superado la etapa de la juventud. Sin embargo, mostraremos luego que la inclusión de estas dos situaciones no altera fuertemente la incidencia del fenómeno.
1.4. Diferencias con la medida tradicional
Esta delimitación teórico-metodológica discrepa con las medidas corrientes disponibles sobre este fenómeno, sean administrativas o estadísticas, fundamentalmente porque asimila la desafiliación con la no asistencia a la educación formal.
En el caso de la Encuesta Continua de Hogares y del Censo de Población de Uruguay, la no asistencia se define por su captación y por tanto es instantánea a la vez que subjetiva. Si en el momento de la entrevista, la persona responde que no asiste a la escuela y no ha completado el ciclo o nivel cursado, queda registrado como “desertor”. Las tasas que se pueden construir tienen directa interpretación en el sentido que son estimaciones para toda la “cohorte edad”. Sin embargo, esta medida constituye una aproximación gruesa al fenómeno pues detecta un proceso a través de un evento único (no asistencia). Pero es claro que no se puede inferir sin grandes errores que la persona se haya desafiliado. La no asistencia puede deberse a la no inscripción o al abandono, dos grados diferentes en la decisión. El estado puede ser transitorio y/o obedecer a una coyuntura excepcional. En nuestro trabajo denominamos “medida tradicional” a la tasa que proporciona la ECH.
En el caso de la administración educativa, la medida tiene una complejidad mayor. Por un lado, el registro impone que la no asistencia supere algún umbral, por ejemplo 50 faltas a lo largo de un año escolar. Esto permite objetivar la medición. Existe aquí una inferencia: configurada la alta inasistencia o ausentismo a clases, se supone que hubo abandono de la escuela a la que asistía y que por lo tanto, no asiste al sistema educativo. Dado que las tasas son agregaciones independientes de reportes hechos en cada centro educativo, no es posible descontar los “pases”efectivamente concretados entre escuelas. Pero por otro lado, la tasa está construida sobre la población inscripta y no sobre la cohorte edad, por lo que no son directamente interpretables: es necesario ajustar las tasas por la cobertura del nivel para completar un panorama completo sobre quienes en la cohorte han decidido quedar fuera del sistema educativo. En nuestro trabajo utilizamos las medidas administrativas para controlar la distribución por escuela observada en nuestras tasas.
1.5. Explicando la desafiliación
Es posible agrupar en cuatro categorías las explicaciones de la desafiliación, según el nivel de análisis y el tipo de determinantes enfatizados.
Un primer grupo de explicaciones, radicales y pesimistas podríamos decir, postula que la desafiliación es una conducta desviada individual producto de una sucesión de eventos individuales y disruptivos que rayan con una evolución psicológica en alguna medida distorsionada. Se asociaría frecuentemente con otras conductas desviadas leves y moderadas (tales como la faltas a clases, actos de rebeldía o la comisión de ciertos actos destructivos del edificio o mobiliario escolar) o con faltas graves (como las ingestas desmedidas de alcohol, el consumo de drogas ilegales, huidas de la casa, auto-agresiones) (Ellikson et al, 1998; Drapela, 2005). Es discutible el grado de reflexividad que encierra este tipo de explicación, debido a que la fuerte determinación psicológica asumida transforma este factor en una estructura mental. En el conjunto de eventos involucrados, la desafiliación parece un epifenómeno, un síntoma.
Un segundo grupo de explicaciones se caracterizaría por enfatizar lo micro-social y lo racional-instrumental. La desafiliación sería el resultado de una elección individual por un curso de vida luego de evaluar que un año adicional de educación no mejora la probabilidad (subjetiva) de alcanzar una posición en el mercado de trabajo mejor a la que podría obtener si ingresa al mercado en ese momento. Un indicio de la pertinencia de esta explicación radicaría en la estrecha relación entre desafiliación e ingreso al mercado de trabajo (Boudon, 1983; Breen & Goldthorpe, 1997).
Una tercera hipótesis, parte dudando sobre la eficacia de la Ley para establecer homogénea y transversalmente trayectos de vida entre los jóvenes. Argumentando que nuestra sociedad carece de símbolos o ritos generalizados de pasaje, se puede sostener que la desafiliación, y con ella el final de la moratoria de roles del estudiante, tendría diferentes momentos de conclusión especificados por las posición del hogar de origen en la estructura social. Más que un balance prospectivo costo-beneficio sobre el momento de ingreso al mercado laboral, la relación es inversa: la nueva generación hereda una posición laboral para la cual es superfluo ir más allá de cierta educación formal. Parafraseando a Bourdieu, los jóvenes que se desafilian hacen subjetiva la determinación estructural. Esta sería una hipótesis macro- social y estructuralista, probablemente eficaz para analizar la desafiliación entre los hijos de los trabajadores manuales, pero que tenga problemas para explicar el fenómeno entre hijos de clases medias (Bourdieu, 1986).
Un cuarto grupo de explicaciones proviene de los trabajos de Tinto (1975, 1997) que han señalado, para un tipo especial de enseñanza superior (las universidades y colleges norteamericanos), los déficits sociológicos y pedagógicos subyacentes, que trascienden a las buenas becas y a las buenas bibliotecas. No se trata aquí de aptitudes ni de infraestructura, ya que a condiciones extra-académicas constantes, el fracaso escolar depende del 'clima institucional' y de la integración al mismo por parte del estudiante. En muchos casos la diversidad cultural del estudiante paga el precio de la adaptación a la universidad. Tinto señala que este problema es sintomático en contextos donde el peso del espacio y clima institucional se soslaya a priori como explicativo del rendimiento, cuando al menos puede tener un papel tan importante como los de tipo individual y social en el rendimiento académico.
En nuestra perspectiva la desafiliación es una acción dotada de sentido racional e inteligible para los demás, sea mediante un modelo instrumental o un modelo valorativo. Esto pone un límite a las pretensiones de una explicación puramente estructuralista. Nos parece inapropiado partir de la idea de que es necesario explicar una conducta desviada sea o no patológica.
Más bien, nuestro enfoque también pretende modelizar la desafiliación reconociendo la intervención de determinantes micro-sociales, individuales (académicos, familiares, biográficos), conjuntamente con determinantes meso-sociales (organizacionales) y macro-sociales (coyunturas e instituciones) (Lee & Burkham, 2003; Rumberger, 2004). A nuestro entender es necesario enfatizar en el nivel micro-social el determinante académico que ha contribuido a resaltar un enfoque como el de Tinto. Hipotetizamos que la desafiliación tiene que ver con una auto-valoración de las propias capacidades para continuar estudiando, valoración que se verifica dentro de un balance costo-beneficio realizado claro está, en una posición de clase y en un horizonte de movilidad inter-generacional. Aquellos estudiantes que han desarrollado un bajo nivel de competencias están más proclives a desafiliarse del sistema educativo en la medida en que afrontan un costo directo mucho mayor para continuar estudiando: más tiempo y con mayor intensidad empleado para entender los nuevos materiales académicos que se le presentan y a la vez, solventar las carencias arrastradas de su formación básica. Pero a su hipotetizamos que este incremento del costo directo de continuar estudiando un año más puede o no ser solventado y mitigado (apoyo, solidaridad) por las acciones y atenciones del centro educativo. En el nivel de análisis meso-social, es importante recordar que varios estudios han destacado los efectos del clima organizacional en las escuelas como factor de contención, de retención (Fernández, 2001: 109 y ss;). La desafiliación sería así el resultado de una combinación entre una aversión al riesgo y al costo y el diseño de una organización escolar que no es eficaz. Ambos factores, el meso y el micro, añadirían una nueva capa a la desigualdad educativa.
2. ¿CONTINUAR O DESAFILIARSE?
Con base en nuestro concepto y medida, estimamos con base en el Pisa-l que se han desafiliado el 31.3% de los jóvenes evaluados por Pisa en el 2003 (“cohorte PISA”). La no matriculación en el 2007 en cambio, sube a un guarismo notoriamente alto: quienes no inscribieron cursos ni dieron exámenes, ya sea en el nivel medio o en el nivel superior, fueron el 41.1% de los jóvenes. La diferencia entre ambas medidas está aportado el ajuste por truncamiento que hicimos a la medida de desafiliación: un 9.8% de jóvenes no asistieron a clases en el año 2007 y habían abandonado el curso que inscribieron en el año 2006 inclusive.
Cuadro 1. Comparación de las tasas estimadas de desafiliación a cualquier nivel de Educación (Media o Superior). Panel 2007 y ENAH 2006
|
[1] Cohorte PISA (2007) |
[2] Cohorte Edad (2007) = [1]*0.75 +0.25 |
[3] ENAH (2006)
edad simple 19 años |
Desafiliados: no matricula el año en curso ni el año anterior |
31.4% |
48.6% |
ND |
No asistentes: No matricula el año en curso |
41.1% |
55.8% |
53.0% |
Fuente: elaboración propia con base en la encuesta panel 2007. Base ponderada. Proyecto DS/FCE 102. |
Ahora bien, si se hace uso de la medida tradicional, que hemos denominado “no matriculación en 2007”es posible comparar nuestros datos con otras fuentes. El cuadro 3 presenta una comparación con la que aporta la Encuesta Nacional de Hogares Ampliada (ENAH, 2006) y cuyas estimaciones fueran incluidas en el Anuario Estadístico de Educación publicado por el Ministerio de Educación y Cultura en el año 2007 (gráfico 1.13). La columna [1] del cuadro 3 transcribe el estimado conservador y el tradicional sobre desafiliación en la sub-población de estudiantes escolarizados evaluada por PISA en 2003 (“cohorte PISA”). La columna [2] estima la tasa de desafiliación para toda la población de jóvenes que en 2003 tenía 15 años (“cohorte edad”). Esta medida se obtiene sumando (a) la proporción de jóvenes desafiliados para la cohorte PISA ponderada por 0.75 (proporción de cobertura en 2003) y (b) la totalidad de los jóvenes que se estimó que en 2003 no asistían a la escuela ponderada por 0.25. Esta suma ponderada con base a un supuesto de trayectoria ya utilizado en otras partes del texto, a saber que aquel 25% de jóvenes no volvió al sistema educativo en el 2006 ni en el 2007. La columna [3] transcribe el complemento de la tasa de asistencia estimada con base a las edades simples de la ENAH para la población de 19 años.
La estimación ponderada para la cohorte edad con base en nuestro panel 2007 informa que el 55.8%de los jóvenes a los 19/20 años de edad habrían tomado en 2007 la decisión de no matricularse a cursos ni dar exámenes en el sistema educativo formal. De acuerdo al estimado por la ENAH (Mec, 2007:57), la proporción de jóvenes que habrían tomado esta decisión en el año 2006 fue del 53.0%. Esta comparación permite extraer dos conclusiones. Por un lado, se valida la estimación de nuestro Panel. Tal como se puede apreciar, la diferencia entre ambas medidas estimadas es de 2.8 puntos porcentuales, una magnitud suficientemente pequeña para ser sustantiva atendiendo a los complejos diseños muestrales comparados. Por otro lado, también muestra que hacia los 20 años de edad es una hipótesis muy razonable suponer que quienes ya a los 15 habían dejado de asistir a la escuela, no lo hayan vuelto a hacer a los 20 años. Este hallazgo parecería reforzar la importancia que tiene disponer de políticas educativas que vuelvan a incluir a estos jóvenes o que des-incentiven su desafiliación en torno a los 14/15 años.
El cuadro 2 muestra una aproximación por años a la desafiliación, informando sobre la no matriculación (medida tradicional) pero controlando que la decisión se haya mantenido en el tiempo, según el año en que se produjo la primera decisión. Esta distribución permite contrastar una de las hipótesis más extendidas sobre este fenómeno; esta hipótesis refiere a un desgranamiento progresivo de la cohorte.
Según se aprecia en las filas [3] a [7] del cuadro 2, casi la mitad de quienes se desafiliaron tomaron la decisión de no matricularse en 2006 y la reiteraron en 2007 (fila 4). La otra mitad (filas 5 a 7) de este grupo se compone de jóvenes que al menos llevaban al menos 3 años en 2007 sin matricularse o que directamente dejaron de asistir casi sobre la fecha en que se los evaluó en 2003. Si se recupera aquí el dato que a los 15 años habían dejado de asistir la cuarta parte de la cohorte y se supone que este grupos de jóvenes probablemente haya tomado la decisión entre los 14 y los 15 años, es razonable inferir que habrían dos momentos críticos para esta decisión y se encuentran alrededor de dos edades: los 14/15 y los 18/19 años. (Véase la última columna titulada “Cohorte EDAD”). Se observa así un salto significativo en la temporalidad de la desafiliación en torno al 18avo cumpleaños de los jóvenes. Aquí parecería estar socialmente marcada la edad de transición al mundo adulto y el abandono del rol de estudiante (propio de la moratoria adolescente). Habrá que analizar más abajo si el retiro se debe al cumplimiento de la edad o a la acreditación de la EMS.
Cuadro 2. Distribución de la desafiliación y no asistencia según años de edad para la
Cohorte PISA y estimado en Cohorte Edad
Categoría |
Cohorte PISA |
Cohorte Edad |
[1] Total “desafiliados” desde agosto de 2003 hasta 2006 y no volvieron en 2007 |
31.3% |
23.5% |
[2] Total “no asistentes” en 2007 |
41.1 % |
30.8% |
Año y edad aproximada desde la cual no asisten: |
|
[3] No asisten en 2007 (desde los 19 o 20 años de edad) |
14.5% |
10.9% |
[4] No asisten en 2006 ni en 2007 (desde los 18 o 19 años) |
13.4% |
10.1% |
[5] No asisten en 2005 ni 2006 ni 2007 (desde los 17 o 18 años) |
7.9% |
5.9% |
[6] No asisten desde 2004 (Desde los 16 o 17 años) |
3.4% |
2.6% |
[7] Desde agosto de 2003 (15 a 16 años) |
0.2% |
0.1% |
[8] Desde antes de agosto de 2003 |
25.0% |
[9] Total cohorte EDAD |
55.8% |
Fuente: elaboración propia con base en la encuesta panel 2007. Base ponderada. Proyecto DS/FCE 102. |
Hay que resaltar también los números complementarios: un 68.7% sigue afiliado al sistema educativo (nuestra medida) o un 58.9% de los jóvenes siguen estudiando en la Cohorte PISA. Si estas medidas se proyectan a la cohorte EDAD, los guarismos respectivos son 51.5% y 44.2%. Tiendo presente que estamos analizando también un indicador prospectivo del desarrollo humano del país, la magnitud cuestiona el tipo y grado de desarrollo social que ha alcanzado el Uruguay en las últimas dos décadas (desde la salida de la Dictadura).
2.1. Desafiliación y acreditación
Ahora bien, señalado que la desafiliación tiene un significado distinto según el estudiante haya o no acreditado la educación obligatoria. El cuadro 3 presenta información sobre qué nivel habría alcanzado el estudiante el año en que se desafilió. La columna de totales informa que en un 84.9% de los casos, la desafiliación tiene una connotación de fracaso dado que se ha producido sin acreditar el nivel y ciclo cursado. El 15% restante son jóvenes que decidieron dejar el sistema educativo luego de obtener una credencial. Se puede sostener por tanto que los jóvenes desafiliados carecen en este período de transición de protección por parte una de las políticas sociales más importantes y además, ingresan con tales desventajas al mercado de empleo que es de suponer que también carezcan de la protección que otorgan las leyes laborales.
Dentro del grupo de desafiliados el más alto porcentaje (el 50.2%) se corresponde con quienes se desafiliaron sin concluir la Enseñanza Media Superior (bachilleratos diversificados o tecnológicos). Tienen una escala participación en el grupo aquellos que se desafilian de la educación luego de acreditar un ciclo en la Enseñanza Media. La desafiliación de Ciclo Básico sin concluirlo representa un tercio de este grupo entre los jóvenes de la cohorte PISA. Ahora, si se observa la distribución dentro de cada año en que se produce la desafiliación, se tiene que el fenómeno es más importante en el Ciclo Básico en 2003 y 2004, en tanto que en 2005 es superado ya por la tasa de la EMS. Es decir, que para esta cohorte PISA, hasta los 16 años aproximadamente el problema involucra al Ciclo Básico; pero entre los 17 y los 19 años el problema involucra la EMS.
Cuadro 3. Trayectoria académica lograda en el año de la desafiliación
|
2003 |
2004 |
2005 |
2006 |
total |
No acredita CB |
73.3 |
58.0 |
41.2 |
17.5 |
33.6 |
Acredita CB |
4.6 |
20.8 |
11.1 |
4.0 |
8.3 |
No acredita EMS |
22.1 |
21.2 |
46.9 |
63.4 |
50.2 |
Acredita EMS |
0.0 |
0.0 |
0.7 |
13.0. |
6.8 |
Otros |
0.0 |
0.0 |
0.2 |
2.0 |
1.1 |
Total |
100.0 |
100.0 |
100.0 |
100.0 |
100.0 |
Fuente: elaboración propia con base en la encuesta panel 2007. Base ponderada. Proyecto DS/FCE 102. |
Este patrón de participaciones por ciclo es análogo a otros países de América Latina, tales como Bolivia, México y Chile, aunque no en sus magnitudes. Las magnitudes marcan nuestro rezago en el desarrollo educativo y social. Chile por ejemplo, tenía hacia el 2006 sólo un 12.1% de jóvenes fuera del sistema educativo sin haber acreditado el nivel; la mitad de nuestro guarismo. Nuestra tasa se asemeja más a Brasil, Colombia, Ecuador, Paraguay y Perú (Vide, Panorama Social de América Latina 2007/2008, anexo estadístico, cuadro 36).
3. EL PESO DE LAS DESIGUALDADES SOCIALES
Tal como se indicó en el marco de referencia, la hipótesis más mentada explica la desafiliación con aspectos estructurales ligados a las desigualdades heredadas (por posición de clase y por situación pobreza). Pondremos en discusión la hipótesis utilizando cuatro variables estructurales: la posición ocupacional del hogar determinada por la ocupación de mayor prestigio entre el padre o la madre; el entorno sociocultural del centro educativo en el que se encontraba estudiando en 2003 al momento de la evaluación de pisa; y el sexo del joven.
El cuadro 4 muestra que la desafiliación varía condicionada a la clase ocupacional del hogar. La probabilidad es de P=0.129 para los estudiantes que provienen de un hogar donde los padres son profesionales universitarios, docentes, administradores de empresas y técnicos de nivel superior. El guarismo sube notoriamente para las otras tres clases, conformando escalones bien notados de casi 10 % cada vez.
Entre los factores macro-sociales, el entorno sociocultural del centro educativo tiene un peso superlativo. En el entorno muy desfavorable, es probable que casi dos de cada tres jóvenes se hayan desafiliado (P=0.578) entre 2006 y 2007. La probabilidad baja rápidamente a 0.385 en el entorno desfavorable, a 0.220 en el medio y a 0.077 en el favorable. En el entorno muy favorable se observa la probabilidad más baja: 0.018. Es decir que mientras que para el primer grupo de jóvenes es naturalmente esperable haber dejado la escuela a los 19-20 años, para el segundo grupo es naturalmente inesperable haberse desafiliado a los 19-20 años. Trayectorias radicalmente contradictorias si se contabilizan las chances relativas que tienen los jóvenes comparados con el grupo del entorno muy favorable. Por cada desafiliado en éste último, hay 31.8 desafiliados en el entorno muy desfavorable y 21.2 en el desfavorable.
Cuadro 4. Probabilidades de desafiliación según factores macro: entorno sociocultural del centro
educativo al que asistía en 2003 y ocupación del hogar
|
Muy Desfavorable |
Desfavorable |
Medio |
Favorable |
Muy Favorable |
Total por ocupación |
Manual no calificada |
0.636 |
0.530 |
0.339 |
0.201 |
s/d |
0.470 |
Manual calificada |
0.642 |
0.358 |
0.294 |
0.046 |
s/d |
0.368 |
No manual no calificada |
0.530 |
0.336 |
0.254 |
0.086 |
0.052 |
0.275 |
No manual calificada |
0.271 |
0.305 |
0.119 |
0.059 |
0.016 |
0.129 |
Total por Entornos |
0.578 |
0.385 |
0.220 |
0.077 |
0.018 |
0.272 |
Fuente: elaboración propia con base en la encuesta panel 2007. Base ponderada. Proyecto DS/FCE 102. |
Al combinar la información de ambas variables, se aprecia que la relación no es lineal; más bien, la clase social definida por la ocupación de los padres especifica el impacto del entorno sociocultural del centro educativo al que el joven asistía en 2003, conformando grupos de probabilidades semejantes. Obsérvese por ejemplo que dentro del entorno sociocultural muy desfavorable los jóvenes provenientes de las dos clases de hogares manuales tienen la misma probabilidad de desafiliarse. Por el contrario, en el entorno desfavorable se estiman probabilidades bien distintas entre quienes provienen de hogares manuales no calificados y manuales semi-calificados (P=0.530 vs P=0.358). A su vez, los jóvenes provenientes de las otras tres clases tienen las mismas chances. En el entorno medio, el agrupamiento diferencia entre hogares de clase no manual calificada y las restantes clases. Los primeros alcanzan una chance de magnitud similar al promedio estimado para el entorno favorable.
También la preservación del rol de estudiantes a los 19-20 años parecería tender a una dimensión de género que estaría pre-anunciando la feminización de la matrícula en los niveles avanzados del sistema educativo. El 23.7% de las mujeres se habían desafiliado en tanto que un 31.2% de los varones lo habrían hecho; Las diferencias son estadísticamente significativas (Sig. < 0.000).
4. EL PESO DE LAS COMPETENCIAS
La decisión de no continuar los estudios tiene un componente académico. La desafiliación se incrementa conforme el joven había mostrado peores competencias al ser evaluado a los 15 años. El cuadro 4 muestra estos resultados en la fila [1] Mientras que en el estrato I (que agrupa los niveles 4,5 y 6), el 7% de los jóvenes decidieron desafiliarse, en el estrato II (niveles 2 y 3) lo había decidido el 16.8%. En el estrato III (niveles de competencia matemática 1 y 0) a los 19-20 años un 40.7% de los jóvenes ya no asiste a la educación por segundo año consecutivo. Las chances de salirse del sistema son 2.4 y 5.8 más altas en los estratos II y III comparadas con el estrato I.
Cuadro 5. Decisión de no estudiar según en la cohorte PISA 2003 según estratos de muestreo
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Estrato I (Niveles 4, 5 y 6) |
Estrato II
(Niveles 2 y 3) |
Estrato III
(Niveles 0 y 1) |
TOTAL |
[1] Desafiliados |
7 |
16.8 |
40.7 |
27.2 |
[2] No asistentes (medida tradicional) |
13.4 |
29.1 |
57.1 |
40.9 |
Fuente: elaboración propia con base en la encuesta panel 2007. Base ponderada. Proyecto DS/FCE 102. |
Al controlar la desafiliación según edades y competencias se observa esta diferenciación con mayor claridad. El gráfico 1 muestra las curvas que conforman la desafiliación y la probabilidad de continuar estudiando () para los jóvenes según cada uno de los tres estratos{2} . En el estrato III, la proporción de desafiliados crece con una pendiente entre los 15 y los 17 años: para quienes lleguen a esta edad y tienen aquel nivel de competencia tienen una probabilidad de desafiliarse de de P=0.12. El proceso luego se acentúan rápidamente: a los 18 años la probabilidad de desafiliarse de P=0.28 y sube a P=0.40 para los 19 años. Para los jóvenes con un nivel intermedio de competencia matemática (estrato II) medida por PISA 2003, empieza a ser un problema incipiente a los 18 años (P=0.07) y llegando al último momento observado por nuestro panel a una cifra aún moderada (P=0.17). Los jóvenes con alto y muy alto nivel de competencia podríamos decir que transitan este período sin que la desafiliación sea más que un problema incipiente: a los 19/20 años la probabilidad de que ocurra es de P=0.07.
Gráfico 1. Desafiliación y probabilidad de continuar en el sistema educativo
Este examen se puede realizar con mayor detalle si se desagrega aún más el control por niveles de competencia y se presenta la información por seis de los niveles que identificó pisa 2003 en Matemática{3} . La curva sigue la misma tendencia con un mínimo de 3.9% de jóvenes desafiliados en los dos niveles más altos de competencia y un máximo del 45.8% en el nivel 0 (también denominado “bajo nivel 1"). La figura 1 también presenta en color más oscuro el porcentaje de no asistentes en 2007.
Esta evidencia parecería avalar primariamente la hipótesis del papel de las competencias en la desafiliación. Aquellos que alcanzaron un alto desarrollo a los 15 años, cuatro años después siguen estudiando “naturalmente”. Es razonable suponer que, para un análisis costo- beneficio realizado para adicionar años de educación en su capital cultural, el nivel de las competencias adquiridas aseguraban con alta probabilidad el éxito de la continuidad en los estudios. En cambio, para casi uno de cada dos estudiantes con bajo desarrollo de competencias, continuar estudiando tiene costos (directos e indirectos) mayores a los beneficios, y además el nivel de competencias no asegura una alta probabilidad de éxito en la continuidad. Afirmar esta hipótesis sobre la capitalización no implica, sin embargo, desconocer que las probabilidades de continuar estudiando pueden estar asociadas a otros determinantes meso y macro-sociales.
Figura 2. Desafiliación y no asistencia en la cohorte PISA según nivel de desempeño
en Matemática en 2003
5. UN PRIMER PERFIL SOCIAL DE QUIENES SE DESAFILIAN
5.1. Año de comienzo laboral
Señalamos al inicio del capítulo la hipótesis de que la desafiliación estaría vinculada a la decisión de ingresar al mercado de trabajo. Dadas las características longitudinales de nuestro proyecto, podemos testear de varias formas la hipótesis; aquí lo haremos en forma preliminar y simple informando si el joven tuvo su primer empleo antes de desafiliarse, el año en que se desafilia o los años posteriores.
En términos generales, la adquisición del rol de trabajador parecería haber precedido la finalización del rol de estudiante. El 48.9% de los jóvenes desafiliados del sistema educativo ingresaron al mercado antes de que se configurara aquel estado; un 25.1% lo hizo el mismo año en que se configuró la desafiliación (es decir, el año en que por segunda vez decidieron no inscribirse en la educación formal) y un 16.5% empezó a trabajar después de desafiliarse. No deja de ser desdeñable el hecho de que un 9.5% de los jóvenes desafiliados nunca haya tenido una experiencia laboral. Sería razonable descartar “linealidades”: debe señalarse que están trabajando dos de cada tres jóvenes que continúan afiliados al sistema educativo.
5.2. La emancipación
La desafiliación estaría más claramente ligada a una más temprana emancipación de la familia de origen debida a la asunción de responsabilidades conyugales y parentales{4} . Cabe la advertencia que entre los jóvenes de la cohorte PISA, los emancipados por estas razones son una minoría notable: sólo 15.2%. Las inferencias deberán hacerse con cautela.
Entre los desafiliados, el 39.8% se ha emancipado, teniendo entre los 15 y los 20 la primera experiencia de vida en pareja o habiendo tenido el primer hijo. Entre quienes no se desafiliaron este guarismo baja al 11.8%. Si se considera el momento en que se produce este tipo de emancipación se aprecia que por tercios casi iguales ha sido anterior, simultáneo o posterior a la desafiliación. Esto significa que no habría una base empírica demasiado sólida como para sostener causalidad de una sobre otra.
6. CONCLUSIONES
Este capítulo ha permitido considerar la desafiliación como un evento con creciente probabilidad de ocurrencia conforme los jóvenes se aproximan a los 19 años de edad. En la cohorte de edad PISA, el 27.2% de los jóvenes tomaron la decisión y la reiteraron de no matricularse ni en 2006 ni en 2007, configurando una desafiliación. Entre estos, menos de la mitad en realidad están desafiliados desde mucho antes aunque la concentración se verifica en el año 2006 específicamente.
Gruesamente los jóvenes desafiliados que no acreditaron el Ciclo Básico estuvieron cursando en centros educativos públicos (generales y técnicos) del entorno muy desfavorable y desfavorable. Este tipo de desafiliación temprana asociada al escaso capital familiar que probablemente heredan los jóvenes, pone a estos espacios educativos en una situación de alto riesgo y merecedores de una atención focalizada por parte de las políticas educativas, tal como ha entendido el Consejo de Secundaria (2005-2010) al instrumentar el Programa de Impulso a la Universalización del Ciclo Básico (PIU).
Sin embargo, la desafiliación de la EMS es altamente significativa y también está fuertemente segmentada como problema. El más alto porcentaje también se observa entre los jóvenes originarios de centros educativos del entorno sociocultural muy desfavorable y desfavorable. En estos, uno de cada tres o uno de cada cuatro descontinuan sus estudios sin acreditar la EMS. Sin embargo, en este nivel también el origen en un entorno sociocultural medio genera los mismos resultados. El fracaso en acreditar la EMS tiene un vector de condicionantes exógenos, ligados a la desigualdad social y a las clases sociales en particular. Es también un problema de la enseñanza pública, si recordamos que en estos tres entornos todos los estudiantes asistían a un liceo de Secundaria o a una Escuela Técnica{5} .
Al analizar el nivel en el que se produjo la desafiliación según el género, se observa un patrón divergente entre mujeres y varones. Mientras que en el nivel del Ciclo Básico la tasa más alta se corresponde a los varones, en la EMS las tasas se igualan. Dado el escaso tiempo de observación con el que contamos para la ES, no es posible enunciar si este cruce de tendencias se confirma en este nivel. También se observa otro patrón característico: es mayor la proporción de mujeres que de varones que tienden a desafiliarse una vez que acreditan el CB o la EMS; en cambio las proporciones de desafiliados sin acreditar son mayores entre varones que entre mujeres.
Conjuntamente con las explicaciones estructuralistas, aquí hemos mostrado que la desafiliación a la educación formal está asociada significativamente al nivel de competencias que el joven desarrolló hasta los 15 años. Las trayectorias son distintivas para quienes no alcanzaron el umbral del alfabetismo matemático (definido como niveles 0 y 1). Hacia los 19 años, cuatro de cada 10 de estos jóvenes ya están desafiliados. En cambio, entre quienes alcanzaron los tres más altos niveles de competencia (4,5 y 6) el evento “desafiliación” prácticamente es casi un accidente fortuito ya que 8 de cada 100 lo ha experimentado.
Estos hallazgos permiten avanzar en la hipótesis de que existen trayectorias estandarizadas de salida del sistema educativo más que un desgrane progresivo. Habrá que explorar cómo inciden las variables organizacionales en esta decisión y sobre todo en las secuencias temporales de salida.
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{1} Un detalle más desarrollado de estas ideas se encuentra en Fernández, Cardozo y Boado (2009).
{2} La función de sobrevivencia ( “S(x)”) fue estimada a través de la técnica no paramétrica de Kaplan-Maier. La probabilidad de haber sufrido el evento “desafiliación” hasta cada edad se define como F(x)=1-S(x).
{3} Por razones numéricas, se agrupa el nivel 6 con el nivel 5 para este trabajo.
{4} Técnicamente hay otras formas de emancipación, tales como la que ocurre con aquellos jóvenes que van a vivir solos o con otros amigos.
{5} No hay colegios privados en el entorno muy desfavorable ni en el desfavorable. En el entorno medio, el 1% de los estudiantes asistían en 2003 a un colegio privado.
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