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¿No afecta la escolarización obligatoria educación y los ingresos? Joshua D. Angrist, Alan B. Krueger Quarterly Journal ofEconomics, Volumen 106, Número 4 (Nov., 1991), desde 979 hasta 1.014. Su uso de la base de datos JSTOR indica su aceptación de los Términos y Condiciones de Uso de JSTOR. Una copia de Términos y JSTOR Condiciones de Uso está disponible en http: stor.org/about/terms.html //WWW.j, poniéndose en contacto con JSTOR en [email protected], o llamando al JSTOR (888) 388-3574, (734)998-9101 o (FAX) (734) 998-9113. Ninguna parte de una transmisión J STOR puede ser copiado, descargado, almacenado, además transmitido, transferido, distribuido, alterado, o utilizado de otra manera, en cualquier forma o por cualquier medio, excepto: copia electrónica y un papel (1) una almacenada de cualquier artículo exclusivamente para su uso personal, no comercial, o (2) con la previa autorización por escrito de J STOR y el editor de el artículo u otro texto.

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AFECTA LA ESCOLARIDAD ¿Educación y los ingresos? *

Joshua D. Angrist y Alan B. KRUEGER Establecemos que temporada de nacimientos está relacionado con el nivel de instrucción debido la escuela se inicia la política de la edad y las leyes de asistencia escolar obligatoria. Los individuos nacidos al principio del año escolar se inician a una edad avanzada, y por lo tanto puede retirarse después de completar menos de educación que los individuos nacidos cerca del final del año. Aproximadamente el 25 por ciento de los abandonos potenciales permanecen en la escuela debido obligatorias leyes de la escolarización. Estimamos que el impacto de la enseñanza obligatoria en los ingresos por utilizando trimestre del nacimiento como un instrumento para la educación. Las variables instrumentales estimación del rendimiento de la educación está cerca de lo común menos estimación cuadrados, lo que sugiere que hay poco sesgo en las estimaciones convencionales.

Todos los países desarrollados en el mundo tienen una obligatoria escolarización requisito, sin embargo, poco se sabe sobre el efecto de estas leyes tienen sobre el nivel de instrucción y earnings.1 Este documento explota un experimento natural inusual para estimar el impacto de las leyes de escolaridad obligatoria en los Estados Unidos. El experimento deriva del hecho de que los niños nacen en diferentes meses de la escuela Año de inicio a edades diferentes, mientras que las leyes de educación obligatoria generalmente requieren que los estudiantes permanezcan en la escuela hasta los dieciséis o diecisiete años. En e fi 'ect, la interacción de la escuela-entrada requisitos y leyes de escolaridad obligatoria obligan a los estudiantes nacidos en algunos meses para asistir a la escuela más tiempo que los estudiantes nacidos en otros meses. Debido a que uno de cumpleaños es poco probable que se correlaciona con atributos personales distintos a la edad de ingreso a la escuela, la temporada de nacimiento genera variación exógena de la educación que se puede utilizar para estimar el impacto de la enseñanza obligatoria en la educación y ganancias. En la siguiente sección se presenta un análisis de datos de tres decenales Censos que establece que la estación de nacimiento es de hecho relacionada con el nivel de instrucción. Cabe destacar que, en prácticamente todas las cohortes de nacimiento que hemos examinado, los niños nacidos en los primeros trimestres del año tienen un nivel promedio ligeramente inferior de la educación que los niños nacidos a finales de año. Los distritos escolares típicamente requieren que un estudiante ha convertido seis años de edad el 1 de enero del año en 0f el cual él o ella entra en la escuela (ver HEW [1959]). Por lo tanto, estudiantes nacidos a principios de año entran a la escuela a una edad avanzada y alcanzar la edad legal de abandono en un punto anterior en su educación carreras que los estudiantes nacidos a finales de año. Si la fracción de los estudiantes que quieren abandonan antes de la edad legal es de deserción independiente de la estación de nacimiento, entonces el patrón estacional observada en la educación es consistente con la idea de que la enseñanza obligatoria Restringe algunos estudiantes nacidos a finales de año para permanecer en la escuela más. Dos piezas adicionales de pruebas vinculan el patrón estacional en la educación para el efecto combinado de la edad de ingreso escolar y leyes de escolaridad obligatoria. En primer lugar, el patrón estacional en la educación no es evidente en las tasas de graduación de la universidad, ni es evidente en graduar las tasas de terminación de los estudios. Debido a que la enseñanza obligatoria leyes no obligan a las personas a asistir a la escuela después de la secundaria, esta evidencia apoya la hipótesis de que la relación entre años de escolarización y fecha de nacimiento se debe enteramente a leyes de escolaridad obligatoria. En segundo lugar, en la comparación de las tasas de matrícula de fteen- fi y dieciséis años de edad en los estados que

tienen una edad de dieciséis años requisito de escolarización con las tasas de matrícula en los estados que tienen una la edad de diecisiete escolarización requisito, encontramos una mayor disminución de la inscripción de los niños de dieciséis años en los estados que permiten dieciséis años de edad que salen de la escuela que en los estados que obligan a los dieciséis años edad para asistir a schooli La variedad de las pruebas presentadas en la Sección I establece que leyes de escolaridad obligatoria aumentan el nivel de instrucción de los cubiertos por las leyes. En la Sección II consideramos si los estudiantes que asisten a la escuela más tiempo debido a la escolarización obligatoria recibir mayores ingresos como resultado de su mayor escolaridad. EFECTOS DE LA ASISTENCIA ESCOLAR OBLIGATORIA 981 De dos etapas de mínimos cuadrados (TSL) estimaciones se usan en la que el fuente de identi fi cación es la variación en la educación que se traduce únicamente de las diferencias en época de nacimiento, lo cual, a su vez, resulta de el efecto de las leyes de escolaridad obligatoria. Los resultados sugieren que los hombres que se ven obligados a ir a la escuela por las leyes de educación obligatoria ganar salarios más altos como resultado de su mayor escolarización. Los estimado retorno monetario a un año adicional de escolarización de los que están obligados a asistir a la escuela por la enseñanza obligatoria leyes es alrededor de 7,5 por ciento, que es apenas diferente de la de mínimos cuadrados ordinarios (MCO) estimación del rendimiento de la educación para todos los trabajadores de sexo masculino. Para comprobar además si los escolarización a las ganancias estimadas relación es realmente un resultado de la enseñanza obligatoria, exploramos la relación entre los ingresos y la temporada de nacimiento de la submuestra de los graduados universitarios. Debido a que estos individuos no eran limitada por los requisitos de escolaridad obligatoria, forman una grupo de control natural para probar si la estación de nacimiento afecta las ganancias por razones distintas de la enseñanza obligatoria. Los resultados de esta exploración sugieren que no existe una relación entre las ganancias y la temporada de nacimiento de los hombres que no están limitados por escolaridad obligatoria. Esto fortalece nuestra interpretación de que la estimación TSLS del rendimiento de la educación refleja el efecto de la asistencia escolar obligatoria. Nuestros hallazgos tienen implicaciones importantes para la literatura sobre las variables omitidas sesgo en las estimaciones del rendimiento de la educación (véase Griliches [1977] y Willis [1986] para las encuestas). Los economistas tienen dedicado una gran atención a la corrección de sesgo en el regreso a la educación debido a la capacidad omitido y otros factores que son correlacionada positivamente con la educación y los ingresos. Este tipo de se produciría un sesgo, por ejemplo, en de Spence [1973] señalización modelo, que se supone que los trabajadores con alta capacidad innata de encontrar la escuela menos culto di fi y para obtener una mayor escolarización para señalar su alta capacidad. En contraste con esta predicción, basados en estimaciones época de nacimiento indican que, en todo caso, MCO convencionales estimaciones están sesgadas ligeramente hacia abajo. I. estación de nacimiento, la enseñanza obligatoria, y años de educacion Si la fracción de estudiantes que desean dejar la escuela antes que alcancen la edad de abandono legal es constante a través de los cumpleaños, un cumpleaños del estudiante se debe esperar para influir en su ultima attainment. educativa Esta relación sería esperaba porque, en ausencia de rodar la admisión a la escuela, estudiantes nacidos en diferentes meses del año comienzan la escuela a diferentes

edades. Este hecho, junto con la enseñanza obligatoria leyes, que requieren que los estudiantes asistan a la escuela hasta que alcanzan una especí cumpleaños fi ed, produce una correlación entre la fecha ofbirth y años de schooling. Los estudiantes que nacen antes de tiempo en el año natural son típicamente más cuando entran a la escuela que los niños nacidos a finales de año. Por ejemplo, nuestra tabulación del Censo de 1960 (la primera censo que contiene trimestre de nacimiento), muestra que, en promedio, los niños nacido en el primer trimestre del año entrar en primer grado cuando están 6.45 años de edad, mientras que los niños nacen en el cuarto trimestre del año entrar en primer grado cuando son 6,07 años old.4 surge Este patrón porque la mayoría de los distritos escolares no admiten a los estudiantes a fi grado primero a menos que alcanzarán la edad de seis años por E nero 1 del año académico en que entran a la escuela. En consecuencia, los estudiantes que nacieron en Al principio del año son mayores cuando empiezan la escuela de Los estudiantes que nacieron cerca del final del año. Dado que los niños nacido en el primer trimestre del año entrar a la escuela a una edad avanzada, que alcanzan la edad de abandono legal después de haber asistido a la escuela por una periodo de tiempo más corto que los nacidos cerca del final del año. Por lo tanto, si una fracción fija fi de estudiantes está limitada por la ley de asistencia obligatoria, el nacido en el comienzo del año tendrá menos de escolaridad, en promedio, que los nacidos cerca del final del año. Las figuras 1, documento II, y III la relación entre la educación y la estación de nacimiento para los hombres nacen 1930-1959. Cada figura representa el promedio de años de educación completada por trimestre y 2. A partir de Huntington [1938], los investigadores en muchos campos tienen investigada cerrada el efecto de la época de nacimiento en una variedad de variables biológicas y de comportamiento, que van desde la fertilidad a la esquizofrenia. Consideramos que el impacto de otros posibles temporada de efectos congénitos abajo. 3. Angrist y Krueger [1990] Modelo formalmente la relación entre la edad en la escuela la entrada y la enseñanza obligatoria. Una implicación comprobable de este modelo es que la edad de ingreso a la escuela debe ser una relación lineal con años de educación. Los datos sobre los hombres nacido en 1946 a 1952 son generalmente consistentes con esta predicción 4. Las figuras en el texto son para los niños nacidos en 1952. La edad media de entrada al primer grado para los nacidos en el segundo trimestre es de 6.28 y el promedio de edad de primera grado nacidos en el tercer trimestre es de 6.08. Otros años muestran un patrón similar (ver Angrist y Krueger [1990]). Estos promedios se ven afectados por la celebración de la espalda o el avance de los estudiantes más allá de la edad de inicio normal, y por las diferencias en la edad de inicio políticas a través de las escuelas. No obstante, los resultados muestran que los estudiantes nacidos en el a partir del año tienden a entrar a la escuela a una edad mayor que los nacidos cerca del fin de año.

año de nacimiento, sobre la base de la muestra de hombres en el censo de 1980, 5% Uso Público por ciento de la muestra. (El conjunto de datos utilizado en las figuras es se describe en mayor detalle en el Apéndice 1.) Los gráficos muestran una tendencia

general ascendente en la educación media para las cohortes nacidas en los años 1930 y 1940. Para los hombres nacidos a finales de 1950, la media la educación es tendencia a la baja, en parte porque en 1980 el más joven hombres en la cohorte no habían completado todos sus estudios, y en parte debido a la asistencia a la universidad cayó a raíz de la Guerra de Vietnam. Un examen detallado de las parcelas indica que hay una pequeña, pero patrón persistente en el número promedio de años de completado la educación por barrio de nacimiento. la educación media es generalmente mayor para los individuos nacidos cerca del final del año que para Las personas nacidas a principios de año. Por otra parte, los hombres nacidos en el cuarto trimestre del año tienden a tener aún más la educación de los hombres nacidos en el comienzo del año siguiente. El tercer trimestre nacimientos también suelen tener un mayor número promedio de años de la educación de los nacimientos primeros cuartos del año siguiente. Además, este patrón estacional en años de educación es exhibida por la cohorte de hombres que experimentaron una disminución secular de la educación los niveles, así como por las cohortes que experimentaron un aumento secular en los niveles educativos. Para examinar aún más el patrón estacional en la educación, es útil para eliminar la tendencia de los años de educación entre las cohortes. Una manera flexible a eliminar la tendencia de la serie es restando de un movimiento promedio de la educación media de la cohorte de nacimientos de los alrededores. Por cada trimestre definimos un promedio de dos períodos, de dos caras en movimiento, MA (+ 2, -2), como la educación promedio de los hombres nacidos en los dos anterior y dos éxitos quarters.5 Específicamente, para la cohorte de los hombres nacidos en el año cy quarterj, el MA (2, -2), denota MAE], es:

MA”= (E, 2 + E, 1 + E + 1 + E + 2) / 4,

donde Ec es el promedio de años de educación alcanzados por la cohorte nacidos q cuartas partes antes o después de la cohorte c, j. El “sin tendencia” serie de educación es simplemente E”- MAC]. La relación entre la época de nacimiento y los años de educación para la serie de educación sin tendencia se representa en la Figura IV para cada grupo de edad de diez años. Las cifras muestran claramente que la temporada de nacimiento se relaciona con años de educación. Por ejemplo, en 27 de los 29 años de nacimiento, la educación promedio de los hombres nacidos en los primer trimestre del año (E nero-marzo) es menor que la predicha por los cuartos circundantes basadas en el MA (2, - 2). Para cuantificar el efecto de la época de nacimiento en una variedad de las variables de resultados educativos, que estiman regresiones de la formar,

donde Em es la variable de resultado educativo para el individuo i en c cohorte (es decir, años de educación, se graduó de la escuela secundaria, se graduó la universidad, o años de educación después de la secundaria), MAC] es la MA (+ 2, -2) tendencia de la variable educación, y Q es un maniquí dieciséis]

5. Observamos que ninguna de nuestras conclusiones se cambia cualitativamente cuando usamos una tendencia lineal edad (Con la edad se mide con el trimestre del año), una edad cuadrática tendencia, o maniquíes sin restricciones de año de nacimiento.

a. Los errores estándar am entre paréntesis. Un MA (2,, 2) término de tendencia se restó de cada dependiente variable. El conjunto de datos eontains hombres del censo de 1980, el 5 por ciento de Uso Público de la muestra. Tamaño de la muestra es 312 718 para la cohorte 1930-1939 y es 457.181 para 1940-1949 cohorte. b. F-estadística es para una prueba de la hipótesis de que los maniquíes de los cuartos de nacer tienen ningún efecto en forma conjunta.

variable que indica si la persona que nació en el trimestre j del año. Debido a que la variable dependiente en estas regresiones se purga de MA (2, -2) efectos, es necesario eliminar las observaciones nacidos en los dos primeros cuartos y últimos dos cuartas partes de la muestra. Tabla I informes estimaciones de cada trimestre de nacimiento efecto (principal) (8}) con respecto al cuarto trimestre, los hombres en el censo de 1980, que nacieron en la década de 1930 y 1940s.6 Las pruebas F reportados en el último

6. Nos centramos en los hombres nacidos en el 19305 y 1940 debido a que muchos individuos en las cohortes de nacimiento 19505 aún no habían completado su formación en 1980.

columna de la tabla indican que, después de la eliminación de tendencia, la pequeña diferencia dentro de años de nacimiento en los años promedio de educación son signi fi altamente estadísticamente significativa. Para ambos grupos el No. de orden promedio ero de años completos de escolaridad es de aproximadamente una décima parte de un año menor para los hombres nacidos en el primer trimestre del año que para los hombres nacido en el último trimestre del año. Del mismo modo, la tabla muestra que, para la cohorte de 1930, los hombres nacidos en el primer trimestre del año son 1,9 puntos porcentuales menos probabilidades de graduarse de la escuela secundaria que los hombres nacidos en el último trimestre del año.7 Para la década de 1940 la cohorte brecha en la tasa de graduación de la secundaria entre primero y cuarto nacimientos trimestre es de 1,5 puntos porcentuales. Debido a la alta escuela tasa de abandono es del 23 por ciento para los hombres nacidos en los años 1930 y 14 por ciento para los hombres nacidos en la década de 1940, los nacimientos trimestre primeros son más o menos 10 por ciento más propensos a abandonar la escuela secundaria que cuarto trimestre nacimientos. Las diferencias estacionales en los años de educación y en la escuela las tasas de graduación de la escuela son más pequeñas para los hombres nacidos en la década de 1940 que para los hombres nacidos en la década de 1930, pero los efectos del cuarto de nacimiento siguen siendo fi cativa estadísticamente significativa. Como veremos a continuación, una explicación para la atenuación del patrón estacional en la educación a través del tiempo es que leyes de asistencia obligatoria tienen menos probabilidades de ser una unión contraste en cohortes más recientes. La evidencia de que los niños nacidos en el primer trimestre del año tienden a entrar a la escuela a una edad un poco mayor que otros niños, y que los niños nacidos en el primer trimestre del año también tienden a obtener menos educación, es por lo menos superficialmente consistente con la edad simple en la entrada modelo de escolarización / obligatoria. Para explorar más a fondo si las diferencias en la educación de época de nacimiento son causadas por leyes de escolaridad obligatoria, la parte inferior de la Tabla I estima que el mismo conjunto de ecuaciones para medidas de rendimiento escolar post-secundaria. esta muestra proporciona una prueba de nacimientos en una temporada en la educación influencias incluso para aquellos que no están limitados por leyes de escolaridad obligatoria (Porque las leyes de educación obligatoria de los estudiantes exentos que tienen graduado de la secundaria). En consecuencia, si la escuela obligatoria ING es responsable del patrón estacional en la educación, se podría No hay que esperar a encontrar un patrón de este tipo para las personas que tienen algún Educación post secundaria. El patrón estacional en años de educación es mucho menos 7. Tenga en cuenta que debido a que los maniquíes de los cuartos de nacimiento son mutuamente excluyentes, el modelo de probabilidad lineal es apropiado en esta situación.

pronunciada y bastante di fi Erent para la submuestra de individuos que tienen al menos una educación de escuela secundaria. En esta muestra, segundo nacimientos trimestre tienden a tener educación media superior, mientras que las nacidas en otros lugares tienen aproximadamente los mismos niveles de educación. La diferencia en el promedio de años de educación entre primero y cuarto nacimientos trimestre es estadísticamente insignificante para la escuela secundaria graduados. Por otro lado, los nacimientos primeros cuartos son un poco menos probable

graduarse de la universidad, y la diferencia es estadísticamente significativa. En vista de los enormes tamaños de muestra (más de 300.000 observaciones), sin embargo, las pruebas F están cerca de los valores críticos clásicos para la hipótesis nula de que la temporada de nacimiento no está relacionada con post-alta los resultados educativos escolares. La Tabla I también muestra el efecto de la cuarta parte de la natalidad en la proporción de hombres que tienen un grado de maestría y en la proporción de hombres que tienen un título de doctorado. “Estos resultados muestran sin patrón discernible en el rendimiento escolar según la temporada de nacimiento. Dado que los individuos con mayores grados no interrumpieron su educación tan pronto como se les permitió legalmente, éstos hallazgos proporcionan apoyo adicional a la opinión de que obligatoria la escuela es responsable del patrón estacional en la educación. Por otra parte, debido a la temporada de nacimiento se correlaciona con la edad en la escuela entrada, la falta de un patrón estacional en la educación superior sugiere que las diferencias en la edad entrar a la escuela por sí solos no tienen un significativo efecto en el rendimiento escolar. En ausencia de la enseñanza obligatoria, por lo tanto, tendríamos que esperar para hallar erences di fi en la educación por la temporada de nacimiento.

A. La evidencia directa en el E reflejan de leyes de escolaridad obligatoria Para los efectos combinados de la enseñanza obligatoria y la escuela comenzar a la edad de explicar adecuadamente el patrón estacional en la educación, se debe ser el caso de que las leyes de asistencia obligatoria obligan efectivamente algunos estudiantes permanezcan en la escuela más tiempo que ellos desean. Tabla II proporciona evidencia de que las leyes de educación obligatoria son eficaces en obligar a una pequeña proporción de los estudiantes a permanecer en la escuela hasta que alcanzan la edad de abandono legal. Esta evidencia hace uso del hecho de que algunos estados permiten a los estudiantes abandonan la escuela a la consecución de su decimosexto cumpleaños, mientras que otros obligan a los estudiantes 8. A los efectos de la Tabla I se asumió que las personas con un título universitario completado dieciséis o más años de educación, las personas con un grado de maestría completado dieciocho o más años de educación, y las personas con un doctorado grado completó veinte o más años de educación.

a. Los errores comunes estan en paréntesis. b. El conjunto de datos utilizados para calcular las filas 1-3 es el censo de 1960, el 1 por ciento de Uso Público de la muestra; conjunto de datos usado para filas de cómputo 46 es 1970 de censo, 1 por ciento Estado de Uso Público de la muestra (15 forma por ciento); conjunto de datos usado para filas de cómputo 7 ~ 9 es el censo de 1980, el 5 por ciento de Uso Público de la muestra. Cada muestra contiene los niños y las niñas. Los tamaños de muestra son 4.153 para prima 1; 12512 para la fila 2; 7758 para la fila 4; 24636 para prima 5; 42740 para prima 7; y 131.020 para la fila 8.

asistir a la escuela hasta su XVII o XVIII birthday.9 Un Resumen de la enseñanza obligatoria, en efecto, en cada Estado en el año 1960, 197 0, y 1980 se presenta en el Apéndice 2. Las tres primeras filas de la Tabla II se centran en los individuos que eran 9. Hay tres excepciones: Mississippi y Carolina del Sur eliminado sus leyes de escolaridad obligatoria en respuesta a Brown 1). Junta de Educación en 1954. Carolina del Sur recrea la enseñanza obligatoria en 1967, y Mississippi en 1983. En 1960 Maine tenía una fi la edad de quince ley la enseñanza obligatoria. Ehrenberg y Marcus [1982] y Edwards [1978] también proporcionan evidencia sobre el impacto de obligatoria la legislación escolarización en la matrícula escolar.

nació en 1944 a partir de datos del 1960 Census.10 estudiantes que nacieron entre enero y marzo de 1944 fueron los dieciséis años cuando se realizó el censo de 1960 (Día del Censo es el 1 de abril), mientras que los que nacieron entre abril y diciembre de 1944 no siendo dieciséis años de edad. En consecuencia, los estudiantes nacidos entre Enero y Marzo fueron capaces de abandonar la escuela en los estados que tenían una edad dieciséis ley de asistencia obligatoria, pero no fueron capaces de legalmente abandonar la escuela en los estados que tenían una edad de diecisiete o edad dieciocho ley de asistencia obligatoria. Por otro lado, los estudiantes nacidos en abril-diciembre de 1944 no fueron capaces de retirar legalmente ya sea de la escuela bajo régimen. Este marco institucional permite una diferencia -análisis diferencias. Las cifras en las columnas (1) y (2) de la Tabla II son el porcentaje de alumnos matriculados en la escuela el 1 de abril, roto por la edad de escolarización obligatoria en el estado y por la edad del estudiante. Los resultados para 1960 son sorprendentes. En los estados donde edad de dieciséis años se les permite abandonar la escuela, el porcentaje de estudiantes matriculados es de 4,5 puntos más bajo para los estudiantes que se han vuelto dieciséis años de edad que para los que son casi dieciséis años de edad (ver la fila 3). En contraste, sólo hay un fi estadísticamente insignificante 0,6 porcentaje disminución de un punto en la tasa de matrícula entre la edad de quince y dieciséis en los estados donde los estudiantes deben esperar hasta la edad de diecisiete o dieciocho años abandonar. Columna 3 de la Tabla 11 informa de la diferencia en la inscripción tarifa para los niños de una edad determinada entre estados con diferentes leyes de escolaridad obligatoria. Por ejemplo, dieciséis años son 3.4 ciento menos probabilidades de estar inscrito en los estados con una edad escolar de dieciséis años, mientras que quince años de edad tienen una tasa de matrícula similares en ambos conjuntos de estados. El contraste entre el estado dentro y dentro de la edad grupo de comparaciones es una diferencia-en-di fi erences estima- tor del efecto de la enseñanza obligatoria para que controla tanto aditivo efectos de la edad y del estado. Para la cohorte 1944 del di fi 'rencia-en-di fi' erences estimación indica que la enseñanza obligatoria las leyes de asistencia aumentaron la tasa de matrícula por cuatro puntos porcentuales puntos en los estados con una edad mínima de diecisiete o edad de dieciocho requisitos de la escolarización. 4-6 filas de la Tabla II reportan las estadísticas correspondientes para las personas nacidas en el año 1954 a partir de datos del censo de 1970, y 10. La muestra que subyace en esta tabla incluye tanto a los niños y niñas. Wisconsin y Texas requiere que los estudiantes completen el curso escolar en que cumplan la la edad de abandono legal, y por lo tanto fueron retirados de la muestra. Además, la escuela distritos en secciones metropolitanas de Nueva York fueron excluidos de la muestra porque se les permite alterar el requisito de la enseñanza obligatoria.

filas 7 -9 reportan las estadísticas correspondientes a las personas nacidas en 1964 utilizando los datos del censo de 1980. Estos resultados conducen a una conclusión similar: la tasa de abandono se incrementa para los estudiantes cuando se convierten legalmente elegible para salir de la escuela. La diferencia en Diferencias de las estimaciones de los efectos de inscripción de la escuela obligatoria ing para las de 1954 y 1964 cohortes son 2 y 0,5 puntos porcentuales. Un número significativo de estudiantes que abandonan la escuela en la época de su cumpleaños, aunque el efecto de las leyes de asistencia obligatoria es menor en 1970 que en 1960, y aún más pequeño en 1980 que en 1970.

A pesar de que la fracción de estudiantes mantuvo en la escuela obligatoria las leyes de educación puede parecer pequeña en relación con la población total de estudiantes, la estimación representa una fracción no trivial de la piscina de estudiantes que finalmente abandonan la escuela secundaria. En 1960 acerca 12 por ciento de los estudiantes de dieciséis años de edad, había abandonado la escuela en los estados donde se les permitió hacerlo. Por lo tanto, nuestras estimaciones implican que en 1960 las leyes de asistencia obligatoria mantienen aproximadamente un tercio de los abandonos potenciales en la escuela. Para 1980 sólo el 5 por ciento de los jóvenes de dieciséis años había abandonado la escuela, por lo que nuestras estimaciones implican que las leyes de educación obligatoria mantienen más o menos 10 por ciento de los abandonos potenciales en la escuela en ese año. La disminución e fi 'ect de la enseñanza obligatoria puede ser el resultado de un aumento de los niveles deseados de la educación para las cohortes más recientes, lo que hace obligatoria la escolarización menos de una restricción, o desde la aplicación cada vez más laxa de las leyes de escolaridad obligatoria. En cualquier caso, el efecto de la disminución de las leyes de educación obligatoria es consistente con el patrón estacional más pequeña en la educación para cohortes recientes.

La ley de Educación en B. ¿Por qué los obligatorios funcionan? La evidencia presentada hasta ahora sugiere que obligatorias leyes de escolaridad son caz fi e incrementar la matrícula y la educación de al menos algunos estudiantes. ¿Lo que explica la e fi cacia de esta legislación? Aunque no tenemos ninguna evidencia directa sobre por qué las leyes de educación obligatoria son eficaces, en principio, hay dos principales mecanismos de aplicación de la laws.11 En primer lugar, la Feria Ley de Normas del Trabajo prohíbe el empleo de niños menores los catorce años, y todos los estados de los Estados Unidos tiene un trabajo infantil 11. En esta subsección se basa en gran medida de la información presentada en Kotin y Aikman [1980], a la que se remite al lector para más información sobre laaplicación y requisitos de las leyes estatales de escolarización obligatoria.

la ley que restringe aún más el empleo de los jóvenes. En la mayoría de los estados los niños no pueden trabajar durante las horas de la escuela a menos que han llegado a la edad de escolarización obligatoria en ese estado. Por otra parte, en todos los estados trabajadores jóvenes deben obtener un certificado de trabajo ficado (o permiso de trabajo) para ser elegibles para el empleo. estos trabajos certificados son a menudo administrados y otorgados por las escuelas a sí mismos, lo que ofrece una oportunidad para monitorear si estudiantes por debajo de la edad de escolarización obligatoria están buscando empleo. En consecuencia, las leyes de trabajo infantil restringir o prohibir los niños de edad escolar obligatoria de la participación en la fuerza de trabajo, la principal alternativa a ir a la escuela. En segundo lugar, las leyes de asistencia obligatoria a la escuela prevén directa aplicación y vigilancia de la asistencia escolar. Cada estado compulsión Sory ley prevé la escolarización novillos o fundentes fi 'para administrar el la ley, y para otros mecanismos de aplicación. Novillos oficiales suelen tener amplios poderes, tales como el derecho a llevar a los niños en detenido sin una orden judicial. Sin embargo, la principal responsabilidad para la asistencia a la escuela recae en los padres del niño. Un padre que no envía a su hijo a la escuela podría enfrentar sanciones penales, tales como multas de nivel menor o prisión.

Aunque hemos descrito las formas en que obligatorias leyes de escolaridad son forzadas, que deben también tenerse en cuenta que hay varias excepciones a las leyes de educación obligatoria en muchos estados. Como se mencionó anteriormente, los estudiantes están exentos de obligatoria asistencia a la escuela si tienen una escuela secundaria o equivalente. Por otra parte, en muchos estados de los niños están exentos de la escuela ing requisito si sufren de cierta física, mental o trastornos emocionales; si viven lejos de una escuela; o si son perjudicial para otros estudiantes. Además, todos los Estados son constitucionalmente obligado a permitir que los estudiantes asisten a escuelas privadas en lugar de escuelas públicas, y 26 estados permiten que “la educación en casa” como una alternativa a las escuelas públicas. Por último, observamos que las leyes de educación obligatoria se cree que aumentar de manera efectiva la escolarización en otros países también (véase OCDE [1983]). Por otra parte, el hecho de que la edad de ingreso a la escuela se correlaciona con el nivel de instrucción debido a la obligación escolar es bien conocido en los países donde el impacto de la enseñanza obligatoria leyes es más prominente. Por ejemplo, un gobierno federal documento de Australia contiene la siguiente advertencia: “Hay son las diferencias entre los estados en las edades de los estudiantes en similares los niveles de enseñanza. Esto se debe en gran parte a los estudiantes de tiempo puede comience la escuela [que se diferencia por tanto como un año en todo estado]. Tales factores deben tenerse en cuenta cuando utiliza la escuela Leaver de datos”[Departamento de Empleo, Educación y tren-ING, 1987].

II. ESTIMACIÓN DEL RETORNO A LA EDUCACIÓN ¿Hacer las pequeñas diferencias en la educación para los hombres nacidos en diferentes meses del año se traducen en diferencias en las ganancias? Esta pregunta es primera dirigida en la Figura V, que presenta un gráfico de la media log salario semanal de los hombres de 30-49 años de edad (nacidos 1930-1949), por trimestre del nacimiento. Los datos utilizados para crear la figura se han extraído del censo de 1980, y se describen en detalle en el Apéndice 1. Dos características importantes de los datos se pueden observar en la figura V. En primer lugar, los hombres nacidos en el primer trimestre del año que, en promedio, tienen menor educación también tienden a ganar un poco menos por la semana que los hombres nacidos en meses circundante. En segundo lugar, la edad los ingresos per fi l tiene pendiente positiva para los hombres entre las edades de 30 y 39 (Nacido 1940 a 1949), pero bastante planas para los hombres entre las edades de 40 y 49

El promedio diario de salario semanal, por trimestre de Nacimiento de todos los hombres nacidos 1930-1949; Censo 1980

(Nacido 1930 a 1939) .12 Esta última observación es importante porque trimestre de luz natural se correlaciona con la edad: los hombres nacidos en el a partir del año son mayores que los nacidos a finales del año, y tendrá mayores ingresos si están en el ascendente pendiente parte de las edad-ingresos per fi l. Por lo tanto, sobre todo centrarse en los hombres de 40-49 años de edad, cuyos salarios son apenas relacionada con años. El análisis de esta muestra nos permite evitar los efectos de cambios de ciclo de vida en las ganancias que se correlacionan con cuarto de nacimiento. En la Tabla III se utiliza el patrón estacional en la educación a calcular la tasa de retorno a un año de educación basado en una aplicación del método de Wald [1940] de ajuste de líneas rectas. Esta estimador simplemente calcula el rendimiento de la educación como la relación de diferencia en las ganancias por trimestre de luz a la diferencia de años de educación por trimestre de nacimiento. Presentamos las estimaciones que comparar los ingresos y la educación entre los hombres nacidos en los primeros trimestre del año y los hombres nacidos en los últimos tres cuartas partes del año.13 Esta comparación se ha seleccionado debido a que el primer trimestre mostró la más grande blip en la educación en la Figura IV. Panel A de la Tabla III proporciona estimaciones para la muestra de hombres de 40-49 años de edad (nacido 1920-1929) en el censo de 1970, y Panel 4B proporciona estimaciones para los hombres de 40-49 años de edad (nacidos 1930-1939) en el censo de 1980 “. Los resultados de las estimaciones Wald son muy similares a típica MCO estimaciones del rendimiento de la educación para esta población. En 1970, por ejemplo, el hombre nacido en el primer trimestre del año ganó un salario semanal de

0,7 por ciento inferior y había completado 0,126 menos años de educación que los hombres nacidos en los últimos tres cuartas partes del año. La relación de estos dos números, 0,072, es una consistente estimación del rendimiento de la educación a condición de que la temporada de nacimiento es correlacionado con otros determinantes de beneficios que la educación. Intuitivamente, el estimador de Wald es probable que proporcione una constante 12. estimaciones longitudinales de la edad-ingresos per fi l, que siguen las mismas cohortes con el tiempo, también muestran típicamente una relativamente planas relación entre la edad y las ganancias para los hombres de 40-49 años de edad. 13. La estimación Wald es un caso especial de variables instrumentales [Durbin,1954]. En este caso la estimación Wald es equivalente a las variables instrumentales donde una variable ficticia que indica si una persona nace en el primer trimestre de los años se utiliza como instrumento para la educación, y no hay covariables. 14. Por otra parte, hemos demostrado que la Segunda Guerra Mundial la condición de veterano se relaciona con trimestre del nacimiento para los hombres nacidos entre 1925 y 1928. Esto no es un problema para los hombres nacido después de 1930, sin embargo, debido a que no estaban cubiertos por el proyecto de la Segunda Guerra Mundial. Por otra parte, la prima de ganancias de los veteranos para los hombres nacidos 1925-1928 es negativo pero muy cerca de cero (véase Angrist y Krueger [1989]).

a. El tamaño de la muestra es 247 199 en el Panel A, y 327.509 en el Panel B. Cada muestra se compone de hombres nacidos en el Estados Unidos, que tuvo resultados positivos en el año anterior a la encuesta. La muestra de censo de 1980 se dibuja de la muestra de 5 por ciento, y la muestra de censo de 1970 es del Estado, Condado, y Barrios 1 por ciento muestras. b. El retorno a la educación OLS se estimó a partir de una regresión de dos variables de registro de los ingresos semanales en años de educación.

estimación en este caso porque determinantes de ganancias no observadas (Por ejemplo, la capacidad) son susceptibles de ser distribuidos uniformemente a través de personas nacido en diferentes fechas del año.15 La última fila de cada panel en la Tabla 111 proporciona los OLS 15. Observamos que nuestro procedimiento subestimará ligeramente el rendimiento de la educación porque nacimientos primer trimestre, cuyos cumpleaños producirse a medio plazo, es más probable que asistir a alguna educación más allá de su última oreja completado. En consecuencia, las diferencias en los años de la escuela asistieron entre primeros y cuartos posteriores de la natalidad es inferior a la diferencia de años de estudios secundarios. Dado que la diferencia de completada educación, más que la diferencia de años de escuela que asistió aparece en el denominador del estimador Wald, nuestra estimación está sesgado a la baja. En la práctica, Sin embargo, este es un pequeño sesgo debido a la diferencia en las tasas de finalización es pequeño.

estimación del rendimiento de la educación. La estimación MCO es la Coeficiente en la educación de una regresión de dos variables del registro salario semanal en años de educación. La estimación de la Wald volver a la educación (0,072) es ligeramente inferior a la estimación MCO (0,080) para los hombres de mediana edad en el censo de 1970, pero la diferencia entre las dos estimaciones no es estadísticamente significativa. Panel B de la Tabla III presenta el conjunto correspondiente de estimación compañeros de hombres de 40-49 años de edad (nacidos 1930-1939) con el 1980 Censo. Para esta muestra la estimación de Wald de la vuelta a educación, 0,102, es mayor que la estimación de un OLS regresión. Pero, de nuevo, la diferencia entre el Wald y OLS estimaciones del rendimiento de la educación no es estadísticamente significativa. También hemos calculado estimaciones Wald de la vuelta a la educación para los hombres 30-39 años de edad, utilizando el 1970 y 1980 Censos. En contraste con las estimaciones de los hombres de 40-49 años de edad, estimaciones de los hombres más jóvenes producen una fi trivial y estadísticamente insignificante no puedo volver a la educación. Sin embargo, a menos que el efecto de la edad sobre las ganancias se tiene en cuenta, simple Wald estimaciones para los hombres esto edad estará sesgada a la baja porque están en el ascendente pendiente parte de las edadingresos per fi l. A. Las estimaciones TSL Para mejorar la e fi ciencia de las estimaciones y control para la edad tendencias relacionadas en los ingresos, se estimó el siguiente modelo TSLS:

donde E, es la educación del individuo i, X, es un vector de covariables, Q, es una variable binaria que indica si el individual nació en cuartos de j (j = 1,2,3), y Yw es una variabilidad maniquí capaz de indicar si la persona nació en el año c (c = 1,. . . , 10), y W, es el salario semanal. El coeficiente p es el regreso a la educación. Si el residual en la ecuación de salarios, Se, se correlaciona con años de educación debido a, por ejemplo, variables omitidas, OLS se hará con preferencia estimaciones del rendimiento de la educación. Los instrumentos excluidos de la ecuación de salarios en las estimaciones de los TSL se interactuaron tres cuartos de maniquíes de nacimiento con nueve muñecos de año de nacimiento. Debido a que los maniquíes de año de nacimiento También están incluidos en las ecuaciones de salarios, el efecto de la educación es identificado por la variación en la educación en cuartos de nacimiento dentro cada barrio año.16 nacimiento de nacimiento (Q!) es un instrumento legítimo sí que no está correlacionado con él y correlacionada con la educación. Tablas IV, V, y VI presentan una serie de estimaciones de los TSL de ecuación (2) para el 1920-1929 cohorte, 1930-1939 cohorte, y 1940-1949 cohorte, respectivamente. A modo de comparación, los MCO y se presentan las estimaciones de los TSL de cada especificación. Por ejemplo, columna (1) de la Tabla IV muestra que la estimación OLS de la devolución a la educación de los hombres de 40-49 años de edad en el censo de 1970 es 0,080 (Con una t-ratio de 200,5), la celebración de los efectos de año de nacimiento constante. La columna (2) muestra que cuando el mismo modelo se estima por TSLS usando maniquíes de cuartos de nacer como instrumentos para años de educación, el retorno a la educación es 0,077 (con una tratio de 5,1). En columnas (3) y (4) que añaden un término edad cuadrática a la MCO y ecuaciones TSL. Esta variable, que se mide hasta el trimestre de un año, se incluye para controlar por edad dentro del año de nacimiento efectos sobre los ingresos. Las columnas restantes repiten los primeros cuatro columnas, sino también maniquíes incluir la raza, un maniquí para la residencia en una SMSA, un maniquí ficticio de estado civil y ocho maniquíes región de residencia. Independientemente del conjunto de represores incluidos, los TSLS y OLS estimaciones del rendimiento de la educación para esta muestra se encuentran cerca de magnitud y la diferencia entre ellos no es estadísticamente significativa.” En la Tabla V se presentan las estimaciones de la misma serie de modelos el uso de los hombres de 40-49 años de edad, desde el censo de 1980. Una vez más, la similitud entre las diversas estimaciones OLS y los TSL del retorno a la educación es sorprendente. Por ejemplo, la comparación de los OLS y los modelos de los TSL en las columnas (7) y (8) -que incluyen cuadrática edad y varias covariables - la estimación MCO de la vuelta a educación es 0,063 (con una t-ratio de 210.7), y la estimación TSLS del retorno a la educación es 0,060 (con una t-ratio de 2). Tabla VI se presentan las estimaciones para los hombres de 30-39 años de edad (nacidos 1940-1949) utilizando los datos del censo de 1980. Esta muestra tiene una 16. El TSL estimaciones difieren de la Wald estima en dos importantes saludos. En primer lugar, las estimaciones de los TSL incluyen covariables. En segundo lugar, los modelos son los TSL identificado por la variación en la educación a través de cada trimestre de nacimiento de cada año, mientras que la estimación Wald está identificado por la diferencia global en la educación entre el primer trimestre y el resto del año. 17. Debido a que las estimaciones MCO de la rentabilidad de la educación son extremadamente precisos con estas grandes muestras, el error estándar de las estimaciones de los TSL es de aproximadamente igual al error estándar de la diferencia entre las estimaciones de MCO y los TSL. El error estándar TSLS por lo tanto se puede utilizar para realizar una Hausman aproximada [1978] un test especifico.

Wald estimación fi cante ligeramente negativa y insignificante de la vuelta a educación. Sin embargo, la estimación TSLS del rendimiento de la educación es positivo y estadísticamente significativo. Además, en cada una de las cuatro especificaciones del rendimiento de la educación es estimada por TSLS estadísticamente indistinguible de un rendimiento estimado por MCO. Incluyendo la edad y la edad al cuadrado para controlar dentro del año de nacimiento tendencias de ganancias conduce a una estimación TSLS aún mayor de volver a la educación. Todas las estimaciones de los TSL que hemos presentado hasta ahora son sobre identificado debido a que varias estimaciones del rendimiento de la educación podrían ser construido a partir de subconjuntos de los instrumentos. Para ejemplo, se podría comparar el rendimiento de la educación mediante la variación de educación entre los primeros y los nacimientos del cuarto trimestre de 1940, entre nacimientos cuartos segundo y tercero en 1940, entre la segunda y tercera nacimientos trimestre en 1941, etc. Las estadísticas presentadas en el X2 parte inferior de las Tablas IV, prueba de V, y VI la hipótesis de que las diversas combinaciones de instrumentos producen la misma estimación de la devolución a la educación. Esta estadística se calcula como los tiempos de tamaño de la muestra la R2 a partir de una regresión de los residuos de la ecuación TSLS en las variables y los instrumentos [Newey, 1985] exógenos. En A pesar de los enormes tamaños de las muestras, las restricciones de sobre identificación no son rechazadas en los modelos de las Tablas IV y V. Los modelos de la Tabla VI conducir a un rechazo de las restricciones de sobre identificación, pero los modelos que incluyen una tendencia cuadrática edad están a punto de no rechazo en el nivel de 0,01. Además del salario semanal de registro, también hemos examinado el impacto de la escolarización obligatoria en el registro del salario anual y el trabajaron semanas. Este ejercicio sugiere que el principal impacto de escolarización obligatoria está en el salario semanal de registro, y no en semanas trabajó. Por ejemplo, cuando se utiliza el registro de semanas trabajado como el variable dependiente en la columna (6) de la Tabla VII en lugar del registro salario semanal, la estimación TSLS es 0,016, con un error estándar de 0,008. Esto está dentro de varianza del muestreo de la estimación OLS, que es 0,008 con un error estándar de 0,0002. B. Permitir que el patrón estacional de la Educación a variar según el estado de Nacimiento Aunque la mayoría de las escuelas admiten a los estudiantes nacidos en el comienzo del año a una edad avanzada, la política de la edad de inicio varía a través de la escuela estados y en toda la escuela distritos dentro de muchos estados. Por lo tanto, porque la enseñanza obligatoria restringe algunos estudiantes permanezcan en la escuela hasta su cumpleaños, la relación entre la educación y se espera que la temporada de nacimiento a variar entre los estados que tienen diferentes políticas de la edad de inicio. Esta variabilidad adicional puede utilizarse para mejorar la precisión de las estimaciones de los TSL. Para incorporar la variación estacional de estado cruz en la educación, computamos los TSL estimaciones que utilizan como instrumentos para la educación un conjunto de tres cuartos de maniquíes de nacimiento interactuado con cincuenta maniquíes estado de nacimiento, además de tres cuartos de Dum- de nacimiento mies interactuó nueve años de nacimiento de dummies.18 Las estimaciones También incluirá cincuenta maniquíes estado de nacimiento en la ecuación de salarios, por lo la variabilidad en la educación utiliza para identificar el rendimiento de la educación en las estimaciones de los TSL se debe únicamente a diferencias por estación de nacimiento. A diferencia de las estimaciones de los TSL anteriores, las diferencias

estacionales son ahora autorizados a variar según el estado, así como por el año de nacimiento. Tabla VII presenta las estimaciones de los TSL y MCO de la nueva especificación para la muestra de hombres de 40-49 años de edad en el 1980 Censo. Esta es la misma muestra utilizada en las estimaciones de la Tabla V. La liberación de los instrumentos según el estado de nacimiento e incluyendo 50 maniquíes estado de nacimiento en los resultados de la ecuación de salarios en aproximadamente una reducción del 40 por ciento en los errores estándar de la TSLS estimados. Además, en el pliego de condiciones en cada uno de las Columnas en la Tabla VII, el retorno estimado a la educación en el TSLS modelo es ligeramente mayor que el TSLS correspondientes estiman en Tabla V, mientras que en cada uno de los modelos OLS el retorno es ligeramente más pequeño en la Tabla VII que en la Tabla V. Como consecuencia, la diferencia entre las ETI y las estimaciones MCO es de mayor significación. Por ejemplo, la estimación TSLS en la columna (6) de Tabla VII es 0,083 con un error estándar de 0,010, y los OLS estimación es 0,063, con un error estándar de 0,0003: la TSLS estimación es casi 30 por ciento mayor que la estimación MCO. Una posible explicación para la mayor estimación de la TSLS retorno a la educación puede ser que la enseñanza obligatoria empuja algunos estudiantes se gradúen de la escuela secundaria, por lo que parte de la estimación TSLS refleja un efecto de la secundaria “finalización”. Por otro lado, el uso de Los datos del censo 1980, Card y Krueger [1992a] encontramos poca evidencia de no linealidad en el retorno a la educación de los hombres de mediana edad contres a quince años de educación. Si la función de ingresos es 18. En el contexto del modelo, hemos añadido un conjunto de ficticio estado de nacimiento las variables interactuaron con variables ficticias cuarteto-de-luz a la ecuación (1), y un conjunto de 50 maniquíes estado de luz a la ecuación (2). Aunque, en principio, también podríamos interactuar los efectos del estado de nacimiento-porcuarto-de-nacimiento con el año de nacimiento, tener una total de 1.500 restricciones de exclusión, la estimación de este modelo es computacionalmente gravoso.

log-lineal, entonces nuestras estimaciones pueden ser representativos de la media volver a la educación en nuestro ejemplo.19 Para explorar más a fondo esta cuestión, hemos calculado estimaciones MCO del retorno a la educación de los hombres con nueve a doce años de la escolarización, y encontró poca diferencia entre las estimaciones para este submuestra y la muestra completa. Por ejemplo, la estimación MCO de el retorno a la educación de los hombres nacidos 1930-1939 con nueve a doce años de educación es 0,059, en comparación con 0.063 para el pleno la muestra en la columna (5) de la Tabla V. También tenga en cuenta que obtuvimos TSL estimaciones similares del rendimiento de la educación cuando nuestro extractos fueron restringidos a los hombres con un diploma de secundaria o menos. C. Las estimaciones para los hombres negros Utilizando datos sobre los hombres nacidos en la primera mitad del siglo XX siglo, muchos investigadores encontramos que las estimaciones MCO de la vuelta a la educación son más bajos para los hombres negros que para los blancos (por ejemplo, Welch [1973]). Al menos parte de la rentabilidad menor a la educación de negro el hombre parece ser debido a las escuelas de menor calidad que eran proporcionado para los estudiantes negros en estas cohortes (véase Card y Krueger [1992b]). Si las escuelas que atienden a alumnos negros eran inferiores de la

calidad, entonces esperaríamos encontrar un menor retorno a la obligatoria la escolarización de los trabajadores negros que para los trabajadores blancos. En la Tabla VIII proporcionamos estimaciones del rendimiento de la educación para la muestra de hombres negros nacidos 1930-1939. Como en la Tabla VII el instrumento excluido para la educación son las interacciones entre cuarta parte ter-de-nacimiento y muñecos de año de nacimiento, y las interacciones entre del cuarto de nacimiento y maniquíes estado de nacimiento. Tanto los MCO y TSL estimaciones indican que el rendimiento de la educación es menor para los hombres de raza negra que para toda la población masculina. En vista de la baja calidad de las escuelas con la participación de los estudiantes negros, este hallazgo ofrece un poco de apoyo adicional para la plausibilidad de la TSLS estima. Por otra parte, el TSLS estima para esta submuestra se encuentran varianza del muestreo de la OLS estima. A diferencia de las estimaciones de toda la muestra, sin embargo, las estimaciones de los TSL son un poco menos que las estimaciones MCO. III. OTROS POSIBLES EFECTOS DE LA TEMPORADA DE NACIMIENTO La validez de la estrategia de identi fi cación utilizada en la Sección II se basa en la suposición de que la temporada de nacimiento es una legítima 19. Heckman y Polachek [1974] proporcionan alguna evidencia adicional de que la función de ingresos es aproximadamente log-lineal.

instrumento para la educación en una ecuación de ingresos. Desde la Sección I parecería que la estación de nacimiento está relacionada con la educación debido a requisitos de escolaridad obligatoria. Sin embargo, para la estimación TSLS compañeros sean consistentes, sino que también debe ser el caso de que la temporada de nacimiento no está correlacionado con el residual en la ecuación de ingresos (it). En Es decir, si la temporada de nacimiento influye en los ingresos por razones aparte de la enseñanza obligatoria, nuestro enfoque se pone en pregunta. Aunque creemos que la evidencia en la Sección I establece que la temporada de nacimiento influye en la educación exclusivamente debido la enseñanza obligatoria, es útil tener en cuenta el impacto de otra los posibles efectos de la temporada de nacimiento. En primer lugar, varios psicólogos educativos han examinado el efecto de la edad de ingreso en la escuela achievement.20 educativa La mayor parte de esta literatura, sin embargo, los análisis de muestras extremadamente pequeñas, se centra en las calificaciones obtenidas en lugar de las tasas de graduación, y toma la edad de ingreso a la escuela como exógenas. Además, gran parte de la literatura anterior no puede controlar adecuadamente la e fi 'ECTS de age.21 Sin embargo, el Anteriores investigaciones indican que puede haber una relación entre la edad de ingreso a la escuela y el rendimiento académico. Los consensos en esta literatura es que, en todo caso, los estudiantes que comienzan la escuela a una edad avanzada son más maduros y un mejor desempeño en colegio. Aunque no encontramos esta evidencia convincente, vale la pena tomando nota de lo que sesgar la interpretación predominante de la psicológico-efecto de época podría tener en nuestras estimaciones. Supongamos, por el momento, que los niños nacidos en el comienzo del año son mejores estudiantes, ya que son más viejos que sus compañeros de clase. Los hombres nacidos en el primer trimestre del año, por lo tanto, tendría mayor sin obstrucciones capacidad servido para un determinado nivel de escolarización. Sin embargo, los hombres nacen en el primer trimestre también tienen menos educación, probablemente debido al efecto dominante de las leyes de educación obligatoria. Suponiendo que esta capacidad no observada es

recompensada en el mercado laboral, cualquier estimador del rendimiento de la educación que está identificado por las variaciones en la educación debido a la temporada de nacimiento estaría sesgado a la baja. En segundo lugar, observamos que si la temporada de nacimiento se relaciona con la de ños padres de los niños estatus socioeconómico, se podría esperar de encontrar una conexión entre la estación de nacimiento y la educación. Si esto fuera 20. Véase Halliwell [1966I para una revisión de la literatura sobre el ingreso a la escuela temprano y el éxito escolar; ver DiPasquale. Moule y Flewelling [1980] para una encuesta de la “Efecto de cumpleaños” en el logro educativo. 21. Este punto también es hecho por Lewis y Grif fi n [1981] en el contexto de efectos temporada de nacimiento en el diagnóstico de la esquizofrenia.

el caso, época de nacimiento sería un instrumental insatisfactorio variable para nuestros propósitos. Lam y Miron [1987], sin embargo, presente una variedad de pruebas que indican que la temporada de nacimiento no está relacionada con el estatus socioeconómico (y otras características) de los padres. Por ejemplo, encontramos que el patrón estacional en los nacimientos es prácticamente idéntico para nacimientos ilegítimos y nacimientos legítimos. En adición, que encontramos que el patrón estacional de nacimiento es similar en todos los urbana y las familias rurales, las regiones a través de los Estados Unidos que tienen diversas condiciones económicas y culturales, y dentro de los países antes y después de las transiciones económicas dramáticas. Por otra parte, estas dos explicaciones alternativas son difíciles presionado para explicar por qué el e fi ect de la estación de nacimiento en la educación es más pequeña para las cohortes más recientes, como se desprende de la Tabla I. Hay ninguna razón obvia por la explicación psicológica o socioeconómica para el patrón estacional de la educación tendrían menos fuerza parala cohorte de 1940 que para la cohorte de 1920. Por otro lado, si época de nacimiento influye en la educación debido a la escuela obligatoria ING, uno esperaría encontrar un efecto menor para los individuos con mayores cohortes recientes, que son menos propensos a ser limitada por la enseñanza obligatoria. En tercer lugar, suponiendo que la función de ingresos es consistentemente estimada por MCO (por ejemplo, hay una correlación entre la educación y la error) y que el único impacto de la cuarta parte de la natalidad en los ingresos es mediante la educación, a continuación, maniquíes del cuarto de nacimiento deben ser insignificante en una ecuación de ingresos, que también incluyen la educación. Hemos probado esta proposición mediante la adición de tres cuartos de Dum- de nacimientos T0 los modelos OLS para la muestra de hombres de edad intermedia en la columna 5 de las Tablas IV y V. La prob-valor para una prueba F de la hipótesis nula hipótesis de que los maniquíes de los cuartos de nacimiento en forma conjunta son igual a cero 0,73 en el censo de 1970 y 0,13 en el censo 1980. Por último, y quizás lo más convincente, hemos estimado el efecto de la época de nacimiento sobre los ingresos de los graduados universitarios, una muestra cuya escolarización no se prolongó por aten- obligatoria baile. Si la temporada de nacimiento afecta a la educación por una razón distinta la enseñanza obligatoria (por ejemplo, los efectos psicológicos del inicio de la escuela edad), esperaríamos que la temporada de nacimiento a estar relacionado con las ganancias de esta muestra. Por otro lado, si la temporada de nacimiento sólo a fi ECTS la educación y los ingresos a causa de la enseñanza obligatoria, que haría No hay que esperar ningún tipo de relación en esta muestra. Las estimaciones sugieren ese cuarto de nacimiento no tiene ningún efecto sobre los ingresos para la universidad graduados, un hallazgo que soporta el marco de estimación empleado en todo el documento. Por ejemplo,

usando la muestra de 40-49-años graduados de la universidad de edad en el censo de 1970, un F-test de la articulación significación de maniquíes de los cuartos de nacer en una regresión de ingresos que incluye maniquíes de año de nacimiento no se rechaza al 25 Nivel ciento. Resultados similares se mantienen para los hombres de 40-49 años de edad en 1980. Tomamos esto como una fuerte evidencia de que, en ausencia de obligatoriedad escolarización, época de nacimiento no tendría ningún correo reflexionar sobre las ganancias.

IV. CONCLUSIÓN Las diferencias en la estación de nacimiento crean un experimento natural que que utilizamos para estudiar el efecto de la asistencia escolar obligatoria 0n educación y los ingresos. Dado que los individuos nacen en el principio del año suele comenzar la escuela a una edad mayor que la de su compañeros de clase, se les permite abandonar la escuela después de alcanzar menos educación. Nuestra exploración de la relación entre el cuarto de nacimiento y nivel de estudios sugiere que la estación de nacimiento tiene un pequeño efecto sobre el nivel de educación de los hombres en última instancia alcanzar. Para apoyar el argumento de que esto es una consecuencia de obligatorio leyes de escolarización, que se han reunido pruebas que demuestran que algunos los estudiantes salen de la escuela tan pronto como lleguen a la edad de abandono legal, y que la temporada de nacimiento no tiene efecto sobre años de educación superior de enseñanza. La variación en la educación que se relaciona con la época de nacimiento surge debido a que algunos individuos, por accidente de la fecha de nacimiento, se ven obligados a asistir a la escuela más tiempo que otros debido a la escolarización obligatoria. Usando estación de nacimiento como un instrumento para la educación en una ecuación de ingresos, encontramos una notable similitud entre la MCO y las estimaciones de los TSL del retorno monetario a la educación. ¿Di fi erences entre la MCO y las estimaciones de los TSL son típicamente no es estadísticamente significativo, y lo que las diferencias que existen tienden a sugerir que las variables omitidas, o error de medición en educación, puede inducir un sesgo hacia abajo en la estimación OLS de la volver a la educación? 2 Esta evidencia pone en duda la importancia 22. Siegel y Hodge [1968] nd fi que la correlación entre las personas educación reportado en el Censo de 1960 y en una encuesta de enumeración Post es 0,933. Esta correlación proporciona una estimación del límite superior de la relación de la varianza de la verdadera la educación a la varianza de la educación reportado porque los individuos pueden consitencia erróneamente sobre su educación en ambas encuestas. Por otra parte, el sesgo hacia abajo en la estimación MCO del retorno a la educación debido a errores de medición será exacerbado debido a las covariables incluidas son propensos a explicar parte de la verdadvariación en la educación, y debido a la variabilidad en la calidad de la educación.

de las variables omitidas sesgo en las estimaciones MCO de la vuelta a la educación, al menos para los años de educación obligatoria en todo el nivel de educación. Nuestros resultados apoyan la opinión de que los estudiantes que están obligados a asistir a la escuela ya por las leyes de educación obligatoria ganar salarios más altos como resultado de su educación adicional. Por otra parte, leyes encontramos que las enseñanzas obligatorias son e fi 'caz en convincente algunos estudiantes asistan a la escuela. ¿Estos resultados significan que leyes de escolaridad obligatoria son

necesariamente beneficioso? Una completa responder a esta pregunta requeriría una investigación adicional sobre lacostos sociales y privados de asistencia escolar obligatoria. Por ejemplo, de asistencia obligatoria puede tener el beneficio de la reducción de tasas de crimen. Así como imponer un costo social porque los estudiantes que están obligados a asistir a la escuela pueden interferir con el aprendizaje de otros estudiantes.

ANEXO 1: DATOS El análisis empírico se basa en una variedad de conjuntos de datos, cada uno construido a partir de los datos del censo Uso Público. La muestra utilizada en Tabla I para calcular los cuartos de de-nacimiento efectos principales sobre la educación el resultado se compone de todos los hombres nacidos 1930-1949 en el Censo de 1980 5 muestra por ciento. La muestra utilizada para calcular la diferencia-in- Diferencias de las estimaciones del efecto de las leyes de educación obligatoria en la inscripción en la Tabla II se compone de todos los niños de dieciséis años en cada una de las siguientes muestras del censo: el censo de 1 por ciento de la muestra 1960, la dos muestras de estado de 1 por ciento desde el censo de 1970, y la 1980 Censo de 5 por ciento de la muestra. Las dos muestras utilizadas para calcular la las estimaciones de las Tablas III-VI consisten en hombres con resultados positivos nacidos entre 1920-1929 en los tres 1970 censo de 1 por ciento muestras extraídas de la forma larga 15 por ciento, y la muestra de hombres con ganancias positivas nacidos entre 1930-1949 en el 1980 Censo de 5 por ciento de la muestra. La información sobre la fecha de nacimiento en el Censos se limita a trimestre del nacimiento. Una descripción más detallada de los conjuntos de datos utilizados en las tablas y figuras se proporciona a continuación.

A. Las muestras usadas en la Tabla I, las Tablas III-VII y F igures I-V 1. 1970 Censo. Los datos de 1970 micro censo se documentan En uso público muestras de registros básicos del censo de 1970 [Washington, DC: Departamento de Comercio de los EE.UU., 1972]. Nuestro extracto combina datos de tres de uso público por separado los archivos: la Estado, grupo del Condado, y Barrio archivos. Cada expediente contiene una autoponderada, muestra mutuamente excluyente de 1 por ciento de la población (el 1 de abril, 1970), dando una muestra total de 3 por ciento de la población. Los conjuntos de datos que utilizamos se basan en el cuestionable nario que se administró a 15 por ciento de la población. La muestra se compone de hombres blancos y negros nacidos entre 1920-1929 en los Estados Unidos. año de nacimiento fue derivado de informaron la edad y la cuarta parte de la natalidad. Además, se excluyó cualquier hombre cuya edad, sexo, raza, condición de veterano, semanas trabajadas, más alto grado completado o salario fue asignado por la Oficina del Censo. Finalmente, la muestra se limita a los hombres con salarios positivo y el salario ganancias y positivas semanas trabajaron en 1969. La ganancia semanal se calcula dividiendo los ingresos anuales por semanas anuales trabajadas. Los ingresos anuales se presentan en intervalos de $ 100. Esta variable se convirtió en una variable continua por tomando el promedio de los puntos finales del intervalo. Semanas trabajado es reportado como una variable categórica en seis intervalos, y fue también convertido a una variable continúa tomando la media de intervalo puntos finales. Nueve maniquíes región fueron codificados directamente desde el censo Las regiones variables en los barrios de muestra 1 por ciento, de Estado de residencia en

el Estado por ciento de la muestra 1, y desde el condado lugares en el Condado Grupo fi l. Si los grupos del condado a horcajadas sobre dos estados, los condados fueron asignados a la región que contiene la mayor masa de tierra del grupo condado. La variable es la educación años de estudio. La variable de estado civil es igual uno si el entrevistado está casado actualmente con su esposa presente. La variable AEMEs es igual a uno si el encuestado trabaja en una SMSA. 2. censo de 1980. Los 1980 micro datos del censo se documentan en el Censo de Población y Vivienda, 1980: Uso Público M icrodata Las muestras [Washington, DC: Departamento de Comercio de los EE.UU., 1983]. Nuestro extracto se extrae del 5 por ciento de Uso Público de la muestra (la A Muestra). Este expediente contiene una muestra auto-ponderación del 5 por ciento de la población a 1 de abril., 1980 El extracto que hemos creado se compone de hombres blancos y negros nacidos en los Estados Unidos entre 1930-1959. año de nacimiento fue derivado de informaron la edad y la cuarta parte de la natalidad. Se excluyeron los encuestados cuya la edad, el sexo, la raza, la cuarta parte de la natalidad, semanas trabajadas, años de educación, o el salario fue asignado por la Oficina del Censo. Para las estimaciones de Tablas IV-VII y la figura V, la muestra se limitan a los hombres con las ganancias salariales positivas y positivas semanas trabajadas en 1979; para las estimaciones de la Tabla I, la muestra incluye a todos los hombres, independientemente de que trabajaron en 1979. La ganancia semanal en 1979 se calcula dividiendo anual las ganancias por semana trabajadas. Maniquíes para nueve regiones del censo son codificada de estado de residencia. La variable educación es años de estudio aprobados. El maniquí estado civil es igual a uno si el encuestado está actualmente casado con su esposa presente. Los AEMEs variables es igual a uno si el demandado vive en un AEME.

B. Las muestras utilizadas para calcular las estimaciones de matriculación en la Tabla II Tabla II utiliza datos de la década de 1960, 1970, y 1980 Censos. Los datos del censo de 1960 se documentan en un uso público de la muestra Registros básicos del Censo 1960 [Washington, DC: Departamento de Comercio, 1975]. Nuestro extracto de 1960 se dibuja desde el 1 por ciento de Uso Público de la muestra. La muestra utilizada consiste en niños y niñas nacidos en 1944. El extracto del censo de 1970 se utiliza en Tabla II se extrae de los dos 1 por ciento Estado fi les (el Estado muestras de la Forma 5 por ciento y del Formulario de 15 por ciento), ya estos archivos se identifican estado de residencia. La muestra se compone de niños y niñas nacidos en 1954. Por último, la muestra de niños y niñas nacidos en 1.964 en el censo de 1980, 5 por ciento de la muestra se utilizan también. En cada de las tres muestras, los individuos con la edad o la inscripción asignado fueron excluidos.