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Artículo 4

La influencia de la crisis económica de los ochenta en la inequidad

de oportunidades de educación primaria y

secundaria en el Ecuador

La influencia de la crisis económica de los ochenta en la inequidad de oportunidades de educación primaria y secundaria en el EcuadorMaría Francisca Granda [email protected]

Ecuatoriana. Economista de la Pontificia Universidad Católica de Ecuador y Máster en Política en la Universidad de Nueva York. Ex-becaria Senescyt (2012-2014). Profesora e investigadora de la Facultad de Economía de la Pontificia Universidad Católica del Ecuador. Ha participado en varias investigacionesentemasdedesarrollosocialyeconómico,políticapública,políticaelectoral,pobrezae inequidad social.

Resumen

Ecuador atravesó una severa crisis económica en los años ochenta, al igual que toda la región latinoamericana. Este artículo argumenta que uno de los factores que agrava la inequidad de opor-tunidades en la educación es la presencia de un período de crisis económica, el cual tiene efectos a largo plazo en la formación de capital humano en el país. El método relaciona la influencia del trasfondo familiar en el nivel de educación alcanzado de cuatro generaciones que nacieron entre 1940 y 1975. Se realiza un análisis de cohortes a través del modelo logit generalizado de variables ordinales sobre la base a datos del Censo de 2001. Los resultados confirman que la inequidad de oportunidades en la educación incrementó para aquellos cohortes que se cursaban la secundaria durante el período de crisis, limitándoles completar la secundaria. En cuanto a la primaria, no se encuentra evidencia de que la crisis afecte la inequidad de oportunidades en este nivel educativo.

Palabras claves: Inequidad de oportunidades educativas, nivel de instrucción, formación de capital humano

AbstrAct

Ecuador experienced a severe economic crisis on the 80s as most of the Latin American region did. This article argues that inequality of educational opportunity increased as a result of that period, with long-las-ting effects in the human capital formation in Ecuador. In order to assess this impact on the educational opportunity, I look at the influence of family background on the educational attainment of four generations that were born between 1940 and 1975. I conduct a cohort analysis by using a generalized ordered logit model using the database of the 2001 national census. The findings confirm that inequality of educational

opportunity increased for those cohorts that experienced the crisis when they were studying secondary education, inhibiting them from graduating from secondary. In contrast, educational inequality did not increase in primary levels.

Keywords: Inequality of educational opportunity, level of education, human capital formation

María Francisca Granda

Valor agregado / No 7, Junio 2017. 103-132.

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INtRODuCCIóN

América Latina no es la región más pobre del mundo; sin embargo, es conocida por mantener los más altos niveles de desigualdad. Según el Reporte del Banco Mundial(2004),estoseevidenciaalanalizardiversos indicadores,seanestosdeingreso, consumo, salud, educación, capacidad de participar políticamente, entre otros. Dado que este artículo se centra en la crisis de los años ochenta e inicios de los noventa, cabe recurrir a algunas cifras de aquellos años. En 1991, el decil de ingreso más alto en la población de la región recibía el 48% del ingreso total, mientras que el decil de ingreso más bajo recibía apenas el 1.6% del ingreso total. En relación aloscoeficientesdeGini,elpromediodelaregiónen1990erade0.52,mientrasqueparaotrasregionesdelmundocomolospaíses industrializadosde laOECD,Europa del Este y Asia eran mucho menores: 0.34, 0.33 y 0.41, respectivamente (Banco Mundial, 2004). Estas cifras persisten en el tiempo. Una década más tarde, a mediados de los años 2000, América Latina es 18% más inequitativa que África Subsahariana,36%másinequitativaqueelEstedeAsiay65%másinequitativaquelospaísesdeingresosmásaltos(LópezCalvayLustig,2010).

Paracomprenderesteresultado,esteartículosecentraenanalizarlainequidadde las oportunidades de la educación, dado que es uno de los principales factores de reproducción social, por lo que su estudio permite comprender cómo esta se re-produce en el contexto ecuatoriano. Pese a la expansión de la educación a lo largo del siglo XX, algunos factores de contexto como son las crisis económicas pueden afectarelniveldeeducaciónalcanzadoenellargoplazo.Paracomprenderesto,seexplora qué efecto produjo la crisis económica de los años ochenta en la inequidad de oportunidades de educación en el Ecuador. El argumento del artículo es que el factor de la crisis afectó severamente a las familias en mantener a sus hijos en el sis-tema educativo, por lo que aumentó la inequidad de oportunidades en la educación.

Las crisis constituyen un contexto interesante para estudiarlo, dado que estas afectanalosingresosfamiliares,loquepuedeprofundizarlainequidaddelasopor-tunidades educativas. Los efectos pueden depender de la severidad de la crisis como de los recursos con los que las familias cuentan, sean por sí mismas o para acceder al crédito, así como la presencia o no de redes de protección social. Este tipo de inves-tigación ha sido ya desarrollada en otros países latinoamericanos, como son Brasil, Chile, Colombia y México por Florencia Torche (2010); por lo cual, este artículo busca extender este análisis al contexto ecuatoriano y así aportar en el conocimiento sobre la relación entre movilidad social e inequidad que se encuentra en estudio en el mundo entero.

La metodología propuesta consiste en un análisis de cohortes generacionales con elmodelogeneralizadologit de variables ordinales. Bajo este tipo de análisis se aso-cialosorígenessocialesdelosindividuosconelniveleducativoalcanzado.Comoorígenessocialesseutilizadosvariablesindependientesdeltrasfondofamiliar:elnivel de educación y el lugar de nacimiento urbano o rural del padre o madre; esta

La influencia de la crisis económica de los ochenta en la inequidad de oportunidades de educación primaria y secundaria en el Ecuador

Valor agregado / No 7, unio 2017. 103-132.

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última como un proxy de la situación familiar durante el crecimiento del hijo. La va-riabledependienteutilizadaeselniveldeinstruccióndequienesnacieronalolargode cuatro cohortes: el cohorte uno (c1) entre 1940 y 1948; el cohorte dos (c2) de quienesnacieronentre1949y1957;elcohortetres(c3)dequienesnacieronentre1958y1966;yelcohortecuatro(c4)paraquienesnacieronentre1967y1975.Los dos primeros corresponden a los individuos que estudiaron en los años antes de la crisis y los dos últimos corresponden a quienes estudiaron durante la crisis. Los datosutilizadoscorrespondenalcensodel2001.

Los resultados de este estudio aportan en la comprensión de los factores que contribuyen a la reproducción de la inequidad en el Ecuador. Este análisis es un primerpasosobreestudiosdemovilidadsocialquesepuedenrealizarenfuturasinvestigaciones. Al momento, se conoce poco al respecto de los factores que repro-ducen la inequidad en el Ecuador bajo metodologías rigurosas, pues idealmente se requiere de datos retrospectivos a nivel individual, de los cuales se carece en el Ecuador. Es así que con esta limitación de datos, los resultados de este análisis deben ser comprendidos como una ejemplificación de la reproducción de la inequidad de oportunidades en el Ecuador.

En la primera sección se encuentra el marco conceptual en el que se hace refe-rencia a la literatura desarrollada desde disciplinas económicas y sociológicas sobre la inequidad y movilidad. En la segunda sección se describe en qué consiste el mé-todoutilizado:elmodelogeneralizadodevariablesordinales.Enlatercerasecciónseencuentranlosresultadossobrelasprobabilidadesdealcanzarcadaniveldeins-trucción y la dinámica que existe en términos de la inequidad de oportunidades educativas para cada nivel de instrucción y para cada cohorte. Finalmente, en la última sección, se presentan las conclusiones.

REVIsIóN DE LItERAtuRA

Los estudios dentro de la economía y la economía política se concentran en ana-lizarlosdeterminantesdelainequidadenelingreso,estaúltimacomprendidacomola dispersión en la distribución de todos los ingresos que resultan de una distribución particular de activos. Los activos pueden ser tangibles o intangibles como la tierra, la propiedad, los stocks de mercado y las dotaciones de capital humano para las cuales contribuyen la educación y la salud. Un individuo puede heredar algunos de estos acti-vos o puede producirlos durante su vida, sin embargo, estos activos también están su-jetos a cambios según el contexto de encontrarse dentro de una economía de mercado.

Enestasección,sedescribenlosestudiosdemovilidadsocialanalizadosdesdeenfoques económicos y sociológicos, luego se presentan estudios sobre movilidad en laeducaciónyfinalmenteserealizaunbreverecuentodelcontextodelacrisisenelEcuador en los años ochenta.



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Estudios de movilidad

Comprender la dinámica de la inequidad dentro de una sociedad usualmente requiere revisar la literatura sobre movilidad intergeneracional. El concepto de mo-vilidad intergeneracional se refiere al movimiento de los individuos o grupos de per-sonas entre posiciones sociales, sea a lo largo de su vida, como entre generaciones. Enfoques desde la economía comúnmente se centran en el estudio de determinantes macro que afectan la inequidad en el ingreso o en el análisis de las correlaciones y elasticidades de ingreso entre hijos y padres (Torche, 2014). Por ejemplo, en el con-texto de América Latina, algunos de estos determinantes son las crisis económicas, el grado de comercio internacional, los flujos de inversión extranjera directa, los cambiostecnológicosyloscorrespondientescambiosenlafuerzalaboraldeman-dada, los efectos de los cambios en los precios de los commodities y su relación con lademandadecapacidadesenlafuerzalaboral,entreotros(Cornia,2012,Lópezy Calva, 2010). Estudios recientes examinan la movilidad económica a un nivel mi-croeconómico centrándose en predicciones del ingreso de los hijos en función del ingreso de los padres (Cornia, 2010; Cruces et al., 2011; Gasparini et al., 2011).

Los estudios sociológicos se centran más en la movilidad de clase. Al estudiar laestructuradeclases,esdecir, laposiciónenlacuallosindividuosselocalizan,existen diferentes dinámicas en los dos extremos. En un extremo, se puede ubicar a un individuo dentro de un sistema jerárquico el cual define sus circunstancias, de modotalqueesdifícilqueelindividuocambiedeposiciónpormásesfuerzosquerealice. En el extremo opuesto, las condiciones en el nacimiento del individuo son altamente contingentes, de manera que su posición es fruto de sus propias accio-nes decididas libremente, las cuales pueden ser observadas en su edad adulta. Esta última situación, es comúnmente concebida por visiones liberales. Estos dos extre-mos hipotéticos aportan en el estudio de los procesos de estratificación al observar factores referentes a las circunstancias de origen, así como a factores resultados del esfuerzodelindividuo(BlauyDuncan,1967).

Ahora bien, aún se mantiene en debate la relación entre inequidad y movilidad social. Por un lado, algunos investigadores encuentran que una amplia disparidad conduce a una movilidad débil por la distribución de recursos desigual, la cual beneficia a los más aventajados en la competencia por el éxito económico. Particu-larmente,losinvestigadoresdelospaísesindustrializadosmuestranunarelaciónnegativa entre inequidad y movilidad intergeneracional (Bjorklund y Jantti, 2009; Solon, 2002 en Torche 2014:1). Otros estudiosos consideran que una alta inequi-dad puede ser compensada por una alta movilidad (Friedman 1962: 171-172, enTorche,2010).LaevidenciadeAméricaLatinacontrastaestoshallazgos.Porejemplo, estudios en Chile muestran que una alta inequidad bien puede coexistir conunaaltamovilidad.Torche(2005)indicaquepeseaquelasociedadchilenaesaltamenteinequitativa,lamovilidadmuestralamismafluidezaladelospaísesindustrializados.



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La movilidad en la educación

La educación es uno de los mecanismos que conducen la movilidad social y eco-nómica. Esta juega un rol dual en la transmisión de ventajas entre generaciones, dado que es uno de los principales medios de reproducción socioeconómica (Hout y DiPreti,2005).EnAméricaLatina,existeevidenciaquesustentaunarelaciónposi-tiva entre educación en ingresos a nivel individual. Por ejemplo, la correlación que se encuentra entre el ingreso y la educación es de 0.4 con el 1% de significancia, el cual es más alto que entre el ingreso y otros activos como la tierra (0.22 al 10% de niveldesignificancia)(BancoMundial,2004:157).1

Los resultados de las correlaciones entre los años de escolaridad entre padres e hijos en la región latinoamericana son menores a los encontrados en países desa-rrollados o en otros países en desarrollo. Por ejemplo, la correlación entre los años deescolaridadentrepadresehijosadultosesde0.5enMéxicoyPerú,yde0.7enBrasilyColombia,mientrasqueenlosEEUUesde0.35(Behrmanetal.enTorche2014).Másaún,elestudiodeHertzetal.(2007,enTorche2014)llevadoacaboen42 países confirman esta tendencia: América Latina tiene la correlación más fuerte de los años de escolaridad en el mundo. La región presenta una correlación de 0.6, en comparación con la evidencia encontrada de 0.412 en ocho países del este eu-ropeo, 0.39 en los países asiáticos y de Europa occidental y de 0.36 en un grupo de países africanos. Así, Torche (2014) concluye que la movilidad de la educación en América Latina es muy baja, mientras que la inequidad en el ingreso es alta.

una breve descripción de la crisis de los años ochenta en el Ecuador

Las crisis económicas son un contexto oportuno para investigar en cuánto afec-tandichosperiodosdel cicloeconómicoalniveldeeducaciónalcanzadopor losindividuos que cursan estudios del algún tipo en ese momento. Se habla de un con-texto oportuno dado que estas influyen tanto en: (a) la respuesta de los individuos sobre su decisión de estudiar o no; y (b) los cambios que usualmente se generan en la política pública por parte de los gobiernos. En tales circunstancias, las políticas de acceso al crédito o la presencia de redes de protección social se vuelven indispensa-bles para el no abandono del estudio (Torche, 2010:89).

Un factor adicional que influye en la decisión de estudiar o no en un escenario de crisis económica, es la inequidad de oportunidades de educación. La respuesta de una familia en dicho escenario depende de sus circunstancias particulares y no está determinado a priori. Bien puede suceder que el efecto ingreso se profundice como respuestaalacrisis,esdecir,lascrisisfuerzanalasfamiliasaretirardelosestudios

1 Los resultados corresponden a un análisis de correlación entre coeficientes de Gini del nivel de ingreso, de los años de escolaridad y de propiedad de la tierra. Si se desea más información, ver Banco Mundial, 2004:151-157.



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a sus hijos para que se incorporen en el mercado laboral y así complementen los ingresos familiares (Torche, 2010:88-89).

Por otro lado, si el efecto sustitución prevalece sobre el efecto ingreso, las fa-milias preferirán dejar a sus hijos en la escuela dado que el costo de oportunidad de la educación se reduce en relación a un contexto de mayor desempleo o de una reducción de salarios. En última instancia, el efecto más fuerte dependerá de la se-veridad de la crisis y de los recursos con los que cuenten las familias para enfrentarla (Torche, 2010:88-89).

Con respecto a este estudio, es importante describir el contexto de la crisis eco-nómica por la que atravesó el Ecuador. El Ecuador, como muchos países de la región, confiado en sus ingresos petroleros, se endeudó de una manera considerable en los años setenta. A fines de los setenta e inicios de los ochenta, se dio la caída de los pre-cios del petróleo y la subida de las tasas de interés internacionales, lo que ocasionó un importante déficit fiscal y prolongados problemas inflacionarios de la década de los ochenta y noventa (Larrea, 2006; Skidmore et al. 2010).

Losingresospetrolerostuvieronunefectoimportanteenlosnivelesdepobrezadel país. En Ecuador, el gobierno de Roldós-Hurtado (1979-1984) respondió con importantes recortes presupuestarios, entre los que se encontraba el gasto social. Elporcentajedelapoblaciónquevivíabajolalíneadelapobrezaseredujodeun78.3%en1975a25.5%en1995.Sinembargo,enladécadadelosochentayno-venta,lareduccióndelapobrezafuelentaexceptuandociertosañosenelgobiernode Durán Ballén (1992-1996) (Cepal, 1994; Cepal, 2004; Larrea, 2006).

Uno de los indicadores que dan cuenta de la respuesta del gobierno en el sector de la educación en un contexto de crisis, es la inversión pública como porcentaje del PIB. La evidencia empírica en América Latina indica que los períodos de crisis eco-nómica influyen negativamente en los niveles de inversión en la educación y que el grado de endeudamiento público externo tiene un efecto importante en la inversión pública en este sector (Tilak, 1989).

En la Tabla 1 se observa que la relación de la inversión pública de la educación en el presupuesto del Estado se reduce de manera sustancial en los primeros años de la década de los ochenta. Como se observa, la inversión en educación en 1984 es inferioraloalcanzadoen1965,loquesugierequelaprioridaddeinversiónenestesector cayó a lo largo de las últimas dos décadas.



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tabla 1: Inversión pública en educación como porcentaje del Presupuesto de Estado

Países 1960 1965 1970 1980 1984

Ecuador 18,6 23,20 25,90 33,30 20,60

Promedio región 18,59 19,77 18,26 17,42 17,10

Fuente: Anuario Estadístico UNESCO (s), París. Elaborado por Tilak (1989, pp. 134).

Al observar la tasa de crecimiento de la inversión en América Latina, se observa una reducción sistemática entre los años sesenta y ochenta. Ver la Tabla 2. Ecuador muestralamismatendencia,conexcepcióndelosaños1975a1980,endondelatasa de crecimiento fue sustancialmente más alta que la de la región. Se observa que la crisis económica de inicios de los ochenta muestra una gran afectación a la inversióneneducaciónentre1980y1985.Porotraparte,losdatosregistradossu-gierenquelosesfuerzosporincrementarlainversióneneducacióndurantelosañossesenta, fueron mermados por la crisis de los ochenta, inhibiendo una recuperación enelcortoplazo.

tabla 2: Tasa de crecimiento anual de inversión en educación

Países 60-65 65-70 60-70 70-75 75-80 70-80 80-85

Ecuador 13,6 12,3 13 5,5 18,3 11,7 -9,5

Promedio región 12,14 8,55 10,10 5,59 5,94 5,25 0,65

Fuente: Eicher y Orivel (1980) y Komenon (1987).

Elaborado por Tilak (1989, pp. 134).

MEtODOLOGíA

En este artículo se busca describir lo que ocurre con la inequidad de las oportuni-dadesalanalizarlademandadeeducaciónporpartedeloshabitantesdelEcuadordu-rantelacrisisdesdelosañosochenta.SebuscaextenderelanálisisrealizadoporTorche(2010) para Brasil, Chile, Colombia y México, en el contexto ecuatoriano. La educación es conocida por ser uno de los canales fundamentales de reproducción social y movili-dad social; de manera que si observamos la demanda de esta por parte de las familias, se puede observar cómo la inequidad mantiene su reproducción en el país (Torche, 2010). De este modo, en este artículo se busca explicar qué influencia tuvo la crisis económica de los años ochenta en la educación2 en cuatro generaciones que nacieron entre 1940 y 1975enelEcuador,atravésdeunanálisisdecohortesgeneracionales.

2 Se utiliza como variable los años aprobados por nivel de instrucción del Censo 2001.



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Al asociar los orígenes y destinos dentro de una cohorte y entre cohortes, se puede observar qué ocurre en términos de la inequidad en las oportunidades de la educación. La inequidad de oportunidades se refiere a la situación en la cual los años de escolaridad alcanzados por un individuo depende de sus circunstanciassocioeconómicas. Es decir, la inequidad de oportunidades aquí se define en térmi-nosdelacapacidaddealcanzarciertoniveldeeducacióndeindividuosdadoqueprovienen de trasfondos familiares distintos. En realidad, resulta ingenuo pretender encontrar que dos individuos que provienen de trasfondos familiares distintos alcan-cen el mismo nivel de educación. Sin embargo, este procedimiento permite medir lasdiferenciasenelniveldeeducaciónalcanzadoentrecohortesyasípoderatri-buir las diferencias en los cohortes a la crisis económica de los años ochenta. Cabe mencionar, que la crisis económica es apenas uno de varios factores que pueden intervenirenalcanzarunniveldadodeeducación;porloqueserequieredemayorinvestigación para descubrir otros aspectos que pueden influir en la inequidad en las oportunidades de educación; este análisis no llega a establecer causalidad.

Sinlugaradudas,enunasociedadnotodoslosindividuospuedenalcanzarunnivel alto de educación. En buena medida, esto depende de los orígenes: circunstan-cias socioeconómicas o trasfondo familiar. En el método de esta investigación, los orígenesestándefinidospordosvariables,elniveldeeducaciónalcanzadodelospadresyellugardenacimientodelospadresenunazonaurbanaoruralcomounproxy de la situación económica de la familia.3 En este sentido, la investigación par-te del supuesto de que el grado de educación que alcance un individuo es altamente influido por el nivel de educación de los padres. De tal modo que, en el análisis de laregresiónutilizada,sediferenciaentreunapersonaquealcanzóunniveldeedu-caciónsuperiordadoquesuspadresloalcanzaron,deunapersonaquealcanzóunniveldeeducaciónsuperior,dadoquesuspadresalcanzaronlaprimaria.Alconside-rar el nivel de educación de los padres con respecto al de sus hijos, que son la unidad deanálisisenesteestudio,seevitaconsiderarquedospersonaspuedenalcanzarelmismo nivel de instrucción pese a que provienen de trasfondos familiares distintos. Es decir, esto bien puede suceder, pero se entiende que el trasfondo familiar condi-cionaelniveldeeducaciónalcanzadoporloshijossobretodoenperíodosdecrisiseconómica (Blau y Duncan, 1967).

De tal modo, esta investigación busca rastrear la interdependencia que existe entrelosorígenessocialesyelniveldeeducaciónalcanzado.Losdatosdisponiblespara este tipo de investigaciones en Ecuador son los del censo poblacional a nivel nacional del 2001, pues lamentablemente no existen datos retrospectivos de indivi-duosenestosaños.Frenteaestalimitación,seanalizalarelaciónentreelniveldeeducaciónalcanzadodelospadresysusrecursossocio-económicos,conelniveldeeducaciónalcanzadodeloshijosenaquelloshogaresenquepadresehijoscoha-bitan en la misma vivienda. En las sociedades latinoamericanas no es extraño que loshijoscohabitenconsuspadresenelmismohogarhastaedadesavanzadas;sin

3 Como lo realiza el artículo de Torche (2010).



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embargo, no existen estudios rigurosos al respecto. Por este motivo, los resultados de esta investigación no son representativos de la sociedad ecuatoriana, sino una ejemplificación de lo que sucede en aquellos hogares en donde residían en el mismo hogar padres e hijos de los cohortes generacionales señalados.

El modelo y sus variables

Pararealizarunanálisisdecohortesenelqueseevalúenlosefectosdel tras-fondofamiliarenelniveldeeducaciónalcanzadodelosindividuos,seutilizaunmodelo logit generalizadoparavariablesordinales(gologit, generalized ordered logit model) (Williams, 2006). El modelo indica la probabilidad que el individuo i alcan-ceunniveldeeducaciónmayorquej(elniveldeeducaciónalcanzadodelpadre)yse escribe del siguiente modo:

En donde, M es el número de categorías de la variable dependiente ordinal que se refiere a los niveles aprobados de educación: primaria (1), secundaria incomple-ta (2), secundaria aprobada (3), ingreso a educación superior (4). De tal modo, se puede determinar la probabilidad de que Y alcance un nivel de educación en cada valor de j= 1,…M como se indica a continuación:

De tal modo que se generan una serie de regresiones logísticas binarias, en don-de las categorías de la variable dependiente del nivel de educación de los padres se combinan. En este caso, para j=1, la categoría 1 se contrasta con las categorías 2, 3 y 4; para j=2 la comparación se da entre la categoría 1 y 2 con la categoría 3 y 4. Fi-nalmente, para la categoría j=3, se contrasta la categoría 1, 2 y 3 con la categoría 4.

En cuanto a las variables del modelo, la variable g es la función que sirve de vínculo (link function), las variables X son los vectores de valores de las variables explicativas dependientes (el nivel de instrucción de los hijos, el nivel de instrucción



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de los padres y su lugar de nacimiento sea urbano o rural -como un proxy de su situación socioeconómica), α es la categoría de los umbrales específicos o puntos de corte y β es el vector de los coeficientes.

El atributo de este modelo es que los coeficientes pueden cambiar entre cohortes mientras representan la asociación entre el trasfondo familiar del individuo y la probabilidad de que él alcance los niveles subsecuentes de educación (Torche, 2010; Williams, 2006). Este modelo calcula la probabilidad condicional de transición de unniveldeeducaciónaotro.Elanálisispresentarálaprobabilidadderealizarlatransición hacia cada nivel educativo, dado que se completó el nivel anterior, el cual permite capturar la dinámica de la inequidad de oportunidades para cada nivel educativo.

En este modelo se crean un conjunto de cohortes (c1, c2, c3, y c4) como varia-bles dummies, las cuales interactúan con cada variable del trasfondo familiar. Los resultadosdelmodeloseinterpretancomolaprobabilidadcondicionaldealcanzarun nivel de educación dado. Las probabilidades condicionales representan los prin-cipaleshallazgosdeesteestudioyaquebuscancapturarladinámicadelainequidada través de las sucesivas etapas de la educación de cada individuo. La ventaja de este modeloesqueutiliza todas lasobservacionesparaestimar lasprobabilidadesdealcanzarunmayorniveldeeducaciónparacadanivel;mientrasqueotrosmodelos(deregresionesparalelas)consideranúnicamentelasobservacionesquealcanzaronun nivel de educación dado para determinar los sucesivos niveles de educación. De tal manera, este modelo provee estimaciones sin sesgo sobre las probabilidades de transición en cada nivel educativo (Torche, 2010:92-93).

tabla 3:Niveldeeducaciónalcanzadoparacadacohorteporaños

CohorteEdad en el momento del censo

Año de nacimiento

Primaria apro-bada (12 años

de edad)

Secundaria aprobada

(18 años de edad)

Ingreso a tercer nivel (20 años de

edad)

1 53-61 1940-48 1950Fines de 1950 a inicios de 1960

Inicios de 1960 hasta 1968


Inicios de 1970 hasta 1977


Inicio de 1980 hasta 1986

4 26-34 1967-75Inicios hasta mediados de 1980

Mediados de 1980 a inicios de 1990

Fines de 1980 hasta 1995

Fuente: Censo ECV 2001, Ecuador.

Elaborado: Autor.



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Paraelmodeloseutilizaron355.484observaciones.Loscuatrocohortesgene-racionales definidos dependen del año en que el individuo nació. Así, el primer cohorte corresponde a los individuos nacidos entre 1940 y 1948 (c1) para el cual existen9.028observaciones;elsegundoaaquellosquenacieronentre1949y1957(c2)con30.646observaciones;elterceraaquellosquenacieronentre1958y1966(c3) con 87.222 observaciones; y el cuarto, a aquellos que nacieron entre 1967 y 1975(c4)con228.588observaciones.EnlaTabla3seencuentralaedadenlaquese encontraba cada cohorte al transitar de un nivel de educación al otro.

Dadoqueesteestudioanalizaelniveldeeducaciónalcanzado(aprobado)porlos individuos a lo largo de sus estudios, se considera únicamente a aquellos in-dividuos que tienen al menos 26 años de edad en el censo del 2001. Es decir, se deja un tiempo suficiente para que cada individuo haya ingresado al tercer nivel de educación.

REsuLtADOs

Los resultados del modelo muestran la asociación de las variables del trasfondo familiardelindividuoconsuniveldeeducaciónalcanzadoentrecohortes.Paraverlos detalles sobre el modelo ver el Apéndice 1. En primer lugar se llevó a cabo un modelo que cumple con el supuesto de “regresiones paralelas” (ologit), el cual se rechaza.Porello,serealizóelmodeloparcialdeprobabilidadesproporcionales,queluego de pasar por la prueba Wald, muestra que este no viola el supuesto de líneas paralelas. El atributo de este modelo es que permite que los parámetros varían entre losniveleseducativossilasdiferenciassonsignificativasaunnivelp<0.05,delocontrario les restringe a niveles similares entre todas las categorías.

En la Tabla 4 se observan tres paneles, cada uno de los cuales representa un nivel de educación: el primer panel representa las probabilidades de completar la primaria; el segundo, las probabilidades de entrar a la secundaria; y el tercero, las probabilidades de completar la secundaria. Los parámetros capturan la relación en-trelasvariablesdeltrasfondofamiliarylasprobabilidadesdealcanzarunniveldeeducación superior al del nivel educativo señalado. Es importante mencionar que dado que el modelo es una regresión ordenada no lineal, no existe un conjunto de coeficientes que capturen completamente la asociación entre variables del trasfondo familiar y las del individuo.



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tabla 4.Parámetrosdeestimacióndelmodelogeneralizadodevariablesordinales de los efectos del trasfondo familiar en las transiciones

entre niveles educativos: cohortes nacidos entre 1940 y 1970, Ecuador

Y: Primaria completa

Y: Ingreso a secundaria

Y: Secundaria completa

Cohorte 1 (categoría omitida) Cohorte 2 0.585 .550 .675 (0.621)*** (.067)*** (.073)***Cohorte 3 1.265 .189 1.039 (0.312)*** (.064)*** (.0689)***Cohorte 4 1.437 1.315 .926 (.054)*** (.062)*** (.067)***Educación del padre 1.068 .970 .726 (.065)*** (.028)*** (.027)***Lugar de nacimiento (urbano-rural) .928 0.785 .698 (.064)*** (.054)*** (.054)***Educación del padres x c1 (variable omitida) Educación del padres x c2 -0.014 -0.014 -0.014 (.030) (.030) (.030)Educación del padres x c3 -.134 -.139 -.038 (.035)*** (.030)*** (.029)***Educación del padres x c4 -.048 -.072 .066 (.032) (.029) (.028)***Lugar nacimiento x c1 (variable omitida) Lugar nacimiento x c2 -0.619 -0.619 -0.619 (.061) (.061) (.061)Lugar nacimiento x c3 -0.168 -0.168 -0.168 (.056)* (.056)* (.056)*Lugar nacimiento x c4 -.299 -.299 -.299 (.055)*** (.055)*** (.055)***Constante -2.226 -2.527 -3.043 (.060)*** (.061)*** (.066)***

Los números entre paréntesis corresponden a los errores estándar

**p<.01, ***p<.001.

Elaborado por: Autor.



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Los parámetros que se encuentran en la tabla pueden ser interpretados a través de ilustraciones que se presentan más adelante.4 Sin embargo, es importante resal-tar el signo obtenido en los parámetros del modelo. De ser positivo, los parámetros indican los niveles más altos de cada variable del trasfondo familiar, hacen que sea más probable que el individuo se encuentre en una categoría superior. Los valores negativos indican que mientras más altos son, es mayor la probabilidad de mante-nerse en la categoría de cada nivel educativo (Williams, 2006:63).

En la Figura 1 se observa que se da un aumento en la probabilidad de com-pletar la primaria entre cohortes (entre c1 y c4 el aumento es de 18%), que el aumento más pronunciado se da entre c1-c2 y c2- c3; sin embargo, el aumento entretodosloscohortessedaaunatasacadavezmenor.Sobrelaprobabilidaddeingreso a la secundaria, se observa el mayor aumento entre cohortes en este nivel educativo (apenas superior a la primaria). Por otro lado, también se observa la misma tendencia de la primaria. Es decir, el aumento se da mayormente entre c1-c2 y c2-c3, y el aumento entre cohortes se da a una tasa decreciente. Sobre la pro-babilidad de completar la secundaria, los resultados muestran el mayor aumento entre cohortes en este nivel de educación. La probabilidad de que c1 complete la secundaria es del 27% mientras que para el c4 es el 42%, es decir, un aumento del 14% que es el más bajo de todos los niveles educativos. Por otro lado, se observa que la tasa de crecimiento de la probabilidad entre c2-c3 se mantiene, y luego una modesta recuperación entre c3-c4. Adicionalmente, se observa que la probabilidad promedio entre cohortes para completar la primaria es de 74%, lo que es 12% más que la probabilidad de ingreso a la secundaria y 38% más que la probabilidad de completar la secundaria.

figura 1: Ecuador - Transiciones entre niveles de educación


Elaborado: Autor.

4 Los parámetros de la Tabla 4 deben ser transformados en probabilidades para realizar las ilustra-ciones para lo cual se utiliza la función inversa logística del paquete estadístico R.



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Alobservarquesibienlasprobabilidadesdealcanzarlosnivelesdeinstrucciónaumentan entre cohortes para cada nivel de instrucción, pero que la tasa de creci-miento se desacelera en todos los niveles educativos entre c3-c4, años que corres-ponden a los inicios de los años ochenta de crisis económica, se puede ver que esta sí tuvo un efecto en el comportamiento de los individuos y su demanda de educación.

De las figuras 2 a la 4, se presenta un análisis para cada nivel de instrucción por estratos sociales, lo cual permite observar la dinámica que ocurre en la inequidad delaeducaciónentrecohortes.Pararealizaranálisisdetendenciasobrelainequi-dad, es usual asignar valores arbitrarios a una de las variables explicativas; en este caso, el nivel de educación de los padres. Las líneas representan la probabilidad de realizarlatransiciónacadaniveldeeducación,paraelestratobajo,medioyaltoen cada cohorte. Si las líneas convergen, se observa una reducción en la inequidad de oportunidades derivado de una reducción en la influencia del trasfondo familiar. Mientras que si se observa una ampliación entre las líneas, se puede ver un aumento en la inequidad de oportunidades.

figura 2:Probabilidaddealcanzarlaprimariacompleta,Ecuador


Elaborado: Autor.



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figura 3: Probabilidad de ingreso a la secundaria, Ecuador


Elaborado: Autor.

figura 4:Probabilidaddealcanzarlasecundariacompleta,Ecuador


Elaborado: Autor.

La Figura 2 presenta la probabilidad de completar la primaria, influenciada por el trasfondo familiar entre estratos económicos. En primer lugar se observa un au-mento considerable en las probabilidades de completar la primaria para cada estra-



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to, siendo especialmente relevante el aumento entre el c1-c2. Al observar la línea que representa el estrato bajo, se observa que este muestra la menor probabilidad de completar la primaria para todos los cohortes, pero con una tendencia creciente (delc139%ac465%).Elestratomediotambiénregistralamismatendenciaconunaumento del 20% entre c1-c4. El estrato alto muestra desde el c1 una probabilidad de completar la primaria por sobre el 80% y llega al 94% para el c4. Esto indica que este nivel de instrucción para el c4 muestra ya un nivel de saturación para la clase alta y que aún se requiere incrementar las probabilidades de completar para los estratos bajos y medios. En cuanto a la inequidad de oportunidades, se observa un acercamiento entre las líneas, lo que da cuenta de una reducción en la inequidad de oportunidades en completar la primaria.

En la Figura 3 se observa que la probabilidad de ingresar a la secundaria es aproximadamente un 41% más para el estrato alto que para el estrato bajo, y un 18% más para el estrato alto que para el estrato medio. Los estratos bajos y medios registran el mayor aumento entre cohortes; sin embargo, el aumento de la probabi-lidad entre el c3-c4 es apenas del 1% incluso para el estrato alto. Nuevamente, esta reducción en la tasa de crecimiento entre el c3 y c4 para todos los estratos sugiere que la crisis económica afectó la probabilidad de ingreso a la secundaria para todos los estratos. Al observar la inequidad de oportunidades, se puede ver que entre el c1, c2 y c3 se da una reducción en la inequidad, pero que esta se estanca entre el c3 y c4 entre todos los estratos, lo cual también puede atribuirse a la crisis económica.

Finalmente, en la Figura 4 se observa la probabilidad de completar la secundaria para los individuos de cada cohorte, influenciada por el trasfondo familiar en cada estrato social. Primero, se observa que el porcentaje de individuos que completaron la secundaria es 32% mayor para al estrato alto que para el estrato bajo, aproxima-damente un 17% mayor para el estrato alto que para la clase media y un 16% mayor para el estrato medio en relación al estrato bajo. Los mayores niveles de completar la secundaria se dan en el estrato alto. Por otro lado, los datos presentan que la tasa de crecimiento de la probabilidad casi se mantiene entre el c2-c3 lo que da cuenta la influencia de la crisis económica en completar la secundaria para el c3 (se encontra-ba estudiando entre fines de los años setenta a inicios de los ochenta).

El estrato medio muestra la misma tendencia del estrato bajo, en donde la tasa de crecimiento en la probabilidad se reduce del c2 al c3 lo que puede atribuirse a la crisis económica. El estrato alto muestra un aumento considerable en la probabi-lidad de completar secundaria entre c1 y c2 (11%), un estancamiento entre c2-c3, yuna recuperaciónen el crecimiento entre el c3-c4 (5%).Así seobservaque elcohorte más afectado para completar la secundaria fue c3 para todos los estratos, incluso el alto. Sobre la inequidad de oportunidades se observa que sube entre todos los estratos; sin embargo, el aumento es considerable entre el c2 y el c3, y se man-tiene entre el c3 y c4, lo cual sugiere que la crisis económica mantuvo los niveles de inequidad en completar la secundaria en el Ecuador.



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CONCLusIONEs

Esta investigación encuentra que la crisis económica de los años ochenta influyó en el nivel de estudios de quienes se encontraban estudiando en ese período en el Ecuador. El argumento de este artículo es que las crisis económicas afectan la capacidad de los individuos de mantenerse estudiando, es decir, su demanda de la educación y que este fenómeno incrementa la inequidad de oportunidades en la educación.Loshallazgosconfirmanestahipótesis.Seobservaqueloscohortesmásafectados por la crisis son aquellos que se encontraban estudiando en ese período (c3 y c4) y sobretodo la crisis afectó la capacidad de completar la secundaria. Es decir, en los años de crisis económica, la probabilidad de que los estratos bajos y medios completen la secundaria fue menor a la de los estratos altos. De manera sor-prendente se encuentra que la severidad de la crisis fue tal, que esta afectó inclusive al estrato alto en completar la secundaria. Desde otro punto de vista, se confirma que el trasfondo familiar se vuelve determinante para aquellos que se encuentran transitando a la culminación del bachillerato.

En contraste, se observa que la probabilidad de que se complete la primaria es cadavezmayorentrecohortesparacadaclaseestratosocialyseobservaunadismi-nución en la inequidad de oportunidades en este nivel educativo. Adicionalmente, estoshallazgosdancuentadequepeseaquelosgobiernosdeturnollevenacabopolíticas públicas educativas acordes al período de crisis, es muy probable que la severidad de la crisis obligue a las familias a sacar a sus hijos del sistema educativo, demaneraqueno sebeneficiende talespolíticas.Porotro lado, estoshallazgostambién contribuyen a la reflexión sobre cómo la inequidad de oportunidades pue-dereforzarsedeunageneraciónaotra,demaneraqueafectaasílaformacióndecapitalhumanodelargoplazoenunasociedad.

Si bien este tipo de investigación es un paso inicial para comprender las tenden-cias en la inequidad de oportunidades educativas, mas no es conclusivo sobre la respuestadeloshogaresalascrisis,loshallazgossugierenalgunasideassobretalesrespuestas.Deloscohortesanalizados,seobservaquelaprobabilidadpromediodecompletar la primaria para los cuatro cohortes es de 74%, mientras que la proba-bilidad promedio de completar la secundaria es apenas del 36%. Así, se encuentra que el efecto ingreso se vuelve más importante durante los períodos de crisis para completar la secundaria. Dicho de otro modo, los individuos al ver reducidos sus ingresos por la crisis económica, optarán por sacar a sus hijos de los estudios para que al incorporarse al mercado laboral, complementen los salarios familiares. Aho-ra bien, para confirmar estos resultados iniciales, se requiere de mayor investigación que permita capturar las respuestas de las familias a nivel microeconómico para lo cual es indispensable contar con datos de panel.

Porotrolado,elhechodealcanzarlaprimariadefinedesdeyaelqueunagranparte de la población acceda a trabajos de menores capacidades y de bajos ingresos. Porotraparte, lasperspectivasparaaquellosquealcanzanacompletar lasecun-



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daria podrían no ser alentadoras, pues para los dos primeros cohortes quienes se incorporarán al mercado laboral o ingresarán a estudios superiores en la época de crisis, lo harán en un período en el cual el mercado de trabajo se encontrará depri-mido. Volviendo a la literatura, dependiendo de si el efecto ingreso o sustitución se vuelve más fuerte, se conocerá si los individuos continúan sus estudios superiores. Esterazonamientosugierequelascrisiseconómicaspuedenserunodelosmotivospor los cuales el capital humano en el Ecuador se mantiene con bajas capacidades.

Adicionalmente, los resultados permiten inferir que si el contexto en el que los fenómenos como las crisis económicas se repiten recurrentemente en el tiempo, bien puede suceder que estos hechos externos se vuelvan un factor que contribuye a la reproducción de la inequidad de oportunidades educativas. Por otra parte, si se compara estos contextos con otros en los cuales la recurrencia de las crisis o su severidad son menores, estas pueden explicar en alguna medida las diferencias en losniveleseducativosalcanzadosentrepaísesdemenorymayordesarrollo.

La contribución de este tipo de investigación es fundamental para comprender los mecanismos que fortalecen el ciclo de inequidad intergeneracional en el país. Igualmente, este tipo de estudios constituyen un desafío para quienes se encuentren a cargo de las políticas públicas educativas en el Ecuador, sobretodo a nivel de ba-chillerato.Elprofundizarenesteestudio,talvezintroduciendovariablesexplicati-vas que no se limiten únicamente al trasfondo familiar, como puede ser la estructura familiar, la etnia, la ubicación geográfica, el número de hijos por familia, el estatus migratorio, entre otros, pueden aportar enormemente a los tomadores de decisiones en la educación. Los resultados sugieren que los mecanismos de política pública que incentiven la demanda de educación primaria y secundaria por parte de las familias son crucial en períodos de crisis económica.



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Anexo 1Modelo Logit Generalizado para Variables Ordinales

El modelo Logit GeneralizadoparaVariablesDependienteOrdinaleshasidode-sarrollado a partir del programa gologit de Vincent Fu (1998, en Williams, 2006). Es importante iniciar este apéndice recordando que el propósito de este modelo es capturar la relación entre las variables del trasfondo familiar y las probabilidades dealcanzarunniveldeeducaciónsuperioraldelniveleducativoseñaladoparalosindividuos nacidos en cada cohorte. Para la estimación del modelo se considera cuatro niveles educativos, la probabilidad de completar la primaria, la probabilidad de entrar a secundaria, la probabilidad de terminar la secundaria y la probabilidad de ingresar a educación de tercer nivel (se requiere de una cuarta categoría para estimar la probabilidad de completar la secundaria). Es importante mencionar que dado que el modelo es una regresión ordenada no lineal, no existe un conjunto de coeficientes que capturen completamente la asociación entre variables del trasfondo familiar y las del individuo.

Para este modelo, se lleva a cabo tres estimaciones que corresponden a tres variantes del mismo modelo, hasta llegar a cumplir con todos sus supuestos. La primera variante del modelo denominada Modelo de Regresiones Paralelas o de Probabilidades Proporcionales (ologit) determina si el supuesto de líneas paralelas se sostiene. La fórmula de este modelo es igual al modelo gologitutilizadoenesteartículo (se muestra abajo), con la única diferencia de que los βs son los mismos para todos los js.

La fórmula del modelo gologit:

Deprobarsequeelsupuestodelíneasparalelasnosecumple,serealizaunase-gunda variante del modelo, denominado Modelo de Probabilidades Proporcionales Parciales (gologit). La diferencia de este modelo es que es menos restrictivo que el anterior, pues permite que ciertos parámetros de βs varíen entre categorías (en este caso primaria, secundaria incompleta, secundaria completa) si las diferencias son significativas a un nivel p-value dado(enestemodelop<0.05),delocontra-rio restringe a los parámetros a niveles similares en todas las categorías (Williams, 2006,pp.59-60).Losresultadosdeambasvariantesdelmodeloseencuentranacontinuación.



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Variante I Modelo de Probabilidades Proporcionales (ologit)



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Variante II Modelo de Probabilidades Proporcionales Parciales (gologit2)

Al observar los resultados de la prueba de significancia Brant, se encuentra que el supuesto de líneas paralelas no se cumple, de manera que se lleva a cabo una terceravariantedelmodelo.Estaúltimabuscasuperarestalimitaciónalrealizarunajuste en el cual el supuesto de líneas paralelas se relaja en aquellas variables en que nosecumplióconelsupuesto.Demaneraquesevuelvearealizarelmodelo,aña-diendo la opción autofit lrforce al final. A continuación se encuentran los resultados de la tercera variante del modelo que se interpreta en el artículo.



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Variante III Modelo de Probabilidades Proporcionales Parciales Ajustado (gologit2)



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Como se observa en los resultados, los parámetros de algunas variables se repi-ten en los tres paneles, las cuales corresponden justamente a aquellas que se iden-tificaron que no cumplían con los supuestos de líneas paralelas en la variante del modeloanterior.Elajustequerealizaestavarianteesqueentalesvariables,elmo-delo determina un parámetro que cumpla con todos los supuestos para el proceso de estimación iterativo de cada categoría, de manera que el modelo conjunto cumpla con los supuestos de líneas paralelas.



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Cabe mencionar que los valores de los parámetros estimados no deben ser in-terpretados directamente. Lo relevante es el signo, de ser positivos, los parámetros indican qué niveles más altos de cada variable del trasfondo familiar hacen que sea más probable que el individuo se encuentre en una categoría superior. Los valores negativos indican que mientras más altos son, es mayor la probabilidad de mante-nerse en la categoría de cada nivel educativo (Williams, 2006:63). Finalmente, con losresultadosdeestasestimacionessecalculanlasprobabilidadesderealizarunatransición entre cada nivel educativo por medio del cálculo de probabilidades con la función inversa logit llevada a cabo con el programa R.

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Convocatoria VIII Revista VALOR AGREGADO

La Revista VALOR AGREGADO es una revista académica de economía que pertenece a la Facultad de Ciencias Económicas y Empresariales (FACEA) de la Universidad de Las Américas (UDLA) en Quito, Ecuador. Nace con el objetivo de ampliar los recursos de los docentes, investigadores y estudiantes para el análisis en torno a cuestiones relacionadas con las diversas ramas de la economía. Publicada de manera semestral, se alimenta de documentos que invitan a la reflexión nacional e interna-cional para diversificar los insumos dirigidos a la investigación y el conocimiento en el espacio académico.

En su octava convocatoria, la Revista VALOR AGREGADO prevé su publicación en el segundo semestre de 2017. Invita a la presentación de documentos que cumplan con las siguientes características:

• Losdocumentosenviadosdebenatenderalosformatosgeneralesyespecíficosindicados en la Política Editorial, así como en las Normas de Publicación de la Revista VALOR AGREGADO. Las reediciones de documentos o artículos ya publi-cados no deberán ceñirse a las Normas de Publicación, aunque sí los comentarios específicos para la Revista VALOR AGREGADO.

• Entantoalarecepciónydecisióndepublicaromodificarlosdocumentosreci-bidos, los documentos seguirán lo dispuesto por la Política Editorial y el proceso de Revisión por Pares, aceptándose los autores el proceso de resolución descrito.

• Demanerageneral,sepriorizaránlosdocumentospropiosdelautoreinéditosno publicados con anterioridad, que no estén pendientes de revisión y publica-ción en otras revistas.

• Losdocumentosdebenencabezarseconunresumendenomásde150pa-labras en español y su traducción en inglés. Deben incluirse, además, cinco palabras clave o descriptores tanto en español, como en la lengua alternativa seleccionada.

• Latemáticaquesepriorizaenlaconvocatoriasonlosdocumentosrelacionadoscon el contexto actual de la economía ecuatoriana y su relación con el mundo, con la siguiente extensión en caracteres con espacios:

- Artículo de investigación: De 30.000 a 40.000 - Ensayo: De 10.000 a 40.000 - Reedición: De 10.000 a 30.000 - Reedición comentada: de 10.000 a 30.000 - Análisis coyuntural: De 3.000 a 8.000

Para más información, dirigirse a [email protected]

Valor agregado / No 7, Junio 2017[218]

Política Editorial Revista VALOR AGREGADO

VALOR AGREGADO es una revista académica de ciencias económicas y administra-tivas de la Universidad de Las Américas, en Quito Ecuador (http://www.udla.edu.ec/) que se publica semestralmente.

La estructura de la revista incluye cinco posibles tipos de documentos: artículos de investigación, ensayos, reediciones, reediciones comentadas y análisis coyuntu-rales. Los “artículos de investigación” sobre economía permiten comprender me-jor la realidad económica del Ecuador y del mundo, procurando generar avances fundamentales en el conocimiento de las ciencias sociales relacionadas. De igual manera, se incluirán “ensayos” sólidamente fundamentados que profundicen en la realidad presente y pasada. Las “reediciones” serán en artículos ya publicados, que reflexionan e invitan al análisis académico. Las “reediciones comentadas” serán ar-tículos publicados originalmente en revistas no académicas, en los que se pedirá a los autores originales que incluyan comentarios que guíen a los estudiantes en su lectura y que señalen el marco teórico que sustenta cada artículo, de manera que se conviertan en una herramienta útil para la docencia en las ciencias económicas y administrativas. Los “análisis coyunturales”, de menor envergadura, giran en torno a un tema de actualidad, atendiendo especialmente a las variables contextuales del momento.Demaneraespecífica,yenfuncióndelaconvocatoria,sepriorizaráunou otro tipo de documentos, según la temática económica en torno a la cual gire el número de la revista.

Para recibir los correspondientes documentos se hace pública una convocatoria para su recepción. De manera general, se dará al menos un mes para la recepción. En la convocatoria se especifica la temática en torno a la cual se espera recibir los docu-mentos, así como condiciones que se alejan de la generalidad incluida en el presente documento y de las Normas de Publicación de VALOR AGREGADO.

Elprocesoparaaceptaciónypublicaciónsiguetrespasos.(1)Unavezrecibidoslosdocumentos,seanalizasicumplencon lasespecificaciones indicadaseneldocu-mento de Normas de Publicación de VALOR AGREGADO. De ser así se considera-rán como recibidos, informándose al autor. (2) A continuación, el Consejo Editorial analizarásieldocumentosecorrespondeconeltemapropuestoparaelsiguientenúmero de la revista, y la adecuación del texto y del estilo. De ser así, se informará al autor que el documento ha sido recibido positivamente. (3) Se inicia entonces un Proceso de Revisión por Pares, en el que un profesional con un perfil académico similar o superior valorará si el documento es (a) publicable, (b) publicable con modificaciones menores, (c) publicable con modificaciones mayores, o (d) no publi-cable. (4) Se someten a corrección de estilo los documentos aprobados.

La calificación se le informará al autor, en cualquier caso. De cualquier manera, las modificaciones recomendadas por el evaluador deberán ser llevadas a cabo por el

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autor. En el caso en el que el autor no esté de acuerdo con el resultado del evaluador asignado en el proceso de Revisión Pares, se le asignará un nuevo evaluador, cuyo criterio deberá ser aceptado por todas las partes.

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• LastablasyfigurasdebenirtambiénenundocumentoenExcel.Debeniracom-pañadas de su título y su fuente dentro de la misma página. Se debe indicar en el título de la figura o tabla el período que comprende, el lugar, etc. Por ejemplo: Tabla 1: Indicadores de peso en Ecuador (1999-2000). Las figuras y tablas deben estaractualizadasydebenestarreferidas,esdecir,nosepuedeponerunafigurao tabla y no hacer referencia expresa indicando por qué se incluye en el docu-mento.

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Valor agregado / No 7, Junio 2017[220]

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