Introducción

En los últimos años, el tema de movilidad social intergeneracional ha atraído un creciente interés por parte de investigadores y hacedores de políticas públicas. De acuerdo con el informe A Broken Social Elevator? How to Promote Social Mobility, en muchos países promover la movilidad social intergeneracional es todavía un gran reto, particularmente en la región de América Latina (^{Organización para la Cooperación y el Desarrollo Económicos [OCDE], 2018})² En este escenario, diversos autores sostienen que la educación superior es una de las principales vías de movilidad social ascendente -véanse, por ejemplo, ^{Burlutskaia (2014)}; ^{Carnoy (2011)}; ^{Chetty et al. (2017)}; ^{Keep y Mayhew (2004)}, y ^{Torche (2011)}-.

Sin embargo, por la pluralidad de opciones que ofrecen los sistemas educativos en el nivel superior, la decisión de en qué institución de educación superior (IES) estudiar puede mostrar no sólo un patrón distintivo de origen social, sino también uno de resultados socioeconómicos después de graduarse. En otras palabras, la promoción de la movilidad social relativa mediante la educación superior puede ser mediada por el tipo de IES de la que egresan las personas: familias de hogares de menor nivel socioeconómico podrían concentrarse en aquellas instituciones que ofrecen una menor expectativa salarial; en contraste, individuos de familias más ricas pueden concentrarse en instituciones que potencialmente ofrecen mejores resultados socioeconómicos.

En tal contexto, este trabajo dirige la atención hacia México para analizar si las IES promueven la movilidad social intergeneracional de sus egresados. La estimación de esta relación es un reto en sí misma, ya que existe un diferencial en términos de la calidad educativa que ofrecen las diferentes IES, lo que conduce a un proceso de selección y admisión a las IES potencialmente relacionado con el origen socioeconómico. En virtud de lo anterior, el presente trabajo tiene dos objetivos: por un lado, describir los patrones de movilidad social intergeneracional de la riqueza de acuerdo con el tipo de IES de la que egresan las personas y, por el otro, analizar el papel de IES específicas como mediadoras en la transmisión intergeneracional de la riqueza.

El caso mexicano es de interés en diferentes sentidos. En primer lugar, en este país existen condiciones que contribuyen a perpetuar la desigualdad socioeconómica: entre 2008 y 2016 se pasó de 49.5 a 53.4 millones de personas en situación de pobreza (^{Consejo Nacional de Evaluación de la Política de Desarrollo Social [Coneval], 2018}); además, las posibilidades de movilidad social ascendente son bajas: sólo tres de cada 100 mexicanos que nacen en el quintil más pobre logran alcanzar el quintil más rico en su vida adulta (^{Orozco, Espinosa, Fonseca y Vélez, 2019}). En segundo lugar, la evidencia empírica para México confirma una diferencia en los salarios en función de la escolaridad: mientras mayor logro educativo, mejor ingreso laboral -véanse, por ejemplo, ^{Barceinas (2002)}; ^{Barceinas y Raymond (2005)}; ^{Binelli y Rubio-Codina (2013)}; ^{Bracho y Zamudio (1994)}; ^{Carnoy (1967)}; ^{Rojas, Angulo y Velázquez (2000)}-. En tercer lugar, de acuerdo con información de la Encuesta de Movilidad Social en 2011, 76 de cada 100 mexicanos señalaron que la educación determina el ingreso de las personas. Esto significa que la población mexicana aún alberga la esperanza en la educación como una ruta de salida para mejorar las condiciones socioeconómicas de origen. Finalmente, habría que señalar que el caso mexicano no sólo es interesante por sí mismo, sino que también puede ser representativo de otros países de la región latinoamericana, la cual se caracteriza por altos niveles de desigualdad socioeconómica y baja movilidad social.

La preocupación de explicar los determinantes de acceso y rendimientos de asistir a universidades específicas no es nueva, existe un cuerpo de evidencia que apunta en esa dirección -véanse, por ejemplo, ^{Black y Smith (2004)}; ^{Dale y Krueger (2002)}; ^{Hoekstra (2009)}; ^{Kirkeboen, Leuven y Mogstad (2016)}; ^{Light y Strayer (2000)}; ^{Zimmerman (2014)}-. En lo que respecta al acceso, ^{Bowen, Kurzweil y Tobin (2005)} dan cuenta de la subrepresentación que existe en los colegios y las universidades de jóvenes que provienen de hogares pobres. Sus resultados muestran que los estudiantes que proceden del cuartil de ingresos más pobre representan 10% de la matrícula inscrita en los colegios y las universidades de élite en los Estados Unidos. Por su parte, ^{Haveman y Wilson (2007)} encuentran una brecha de casi 50 puntos porcentuales en la asistencia a la universidad entre jóvenes del cuartil de ingresos más pobre y el más rico: 22% de jóvenes del quintil más pobre asistió a la universidad, en comparación con 71% de jóvenes del quintil de ingreso más rico. En ese orden de ideas, ^{Chetty, Hendren, Kline y Saez (2014)} muestran que en los Estados Unidos las tasas de asistencia a la universidad difieren mucho según los ingresos de los padres. En específico, encuentran que un aumento de 10 puntos porcentuales en el ingreso de los padres se asocia con un aumento de 6.7 puntos porcentuales en las tasas de asistencia a la universidad.

Asimismo, el interés de investigadores sociales sobre el papel de los colegios y las universidades en la promoción de la movilidad social ha cobrado mayor relevancia en los últimos años. En un trabajo reciente para los Estados Unidos, ^{Chetty et al. (2017)} muestran que, por un lado, existe una variación en el acceso a las universidades en función del ingreso de los padres: los niños cuyos padres están en la proporción de 1% superior de la distribución del ingreso tienen una probabilidad 77 veces mayor de asistir a un colegio de la “Ivy-Plus” (las ocho universidades de la Ivy League, la Universidad de Chicago, Stanford, MIT y Duke) que aquellos cuyos padres están en el quintil inferior de ingreso. Por otro lado, encuentran que ciertas instituciones públicas tienen tasas de éxito en términos de movilidad social comparables con universidades de la “Ivy-Plus”, por ejemplo, algunos campus de la Universidad de la Ciudad de Nueva York (CUNY), ciertas universidades estatales de California, y varios campus del sistema de la Universidad de Texas tienen tasas de movilidad superiores a 6%. Asimismo, ciertos colegios comunitarios, como el Glendale Community College en Los Ángeles, también tienen tasas de movilidad muy altas. En función de sus resultados, los autores concluyen que aumentar el acceso a personas de bajos ingresos a las universidades con mejor calidad educativa podría incrementar la contribución general de la educación superior a la movilidad ascendente.

En México la literatura que se ha desarrollado en torno a la movilidad social intergeneracional se ha centrado, por un lado, en la identificación del patrón de la movilidad social intergeneracional educativa y de ingresos. Por ejemplo, los estudios de ^{Dahan y Gaviria (2001)}; ^{Behrman, Gaviria y Székely (2001)}; ^{Binder y Woodruff (2002)}; ^{Hoyos, Martínez de la Calle y Székely (2010)}; ^{Torche (2010)}, y ^{Yalonetzky (2015)} se concentran en estimar la correlación intergeneracional del logro educativo de padres e hijos. Asimismo, trabajos como los de ^{Cuesta, Ñopo, y Pizzolitto (2011)}; ^{Torche y Spillerman (2010)}; ^{Rojas (2012)}; ^{Torche (2015)}, y ^{Vélez, Stabridis y Minor (2017)} se centran en la estimación de la persistencia intergeneracional de la riqueza.

Por otro lado, se ha buscado identificar algunos mecanismos que subyacen detrás de esos patrones de movilidad social. Por ejemplo, ^{López-Calva y Macías (2010)} muestran que el trabajo infantil se asocia de manera negativa con la movilidad social educativa. ^{Solís (2015)} documenta que una transición exitosa hacia niveles educativos con menor cobertura demanda mejores condiciones económicas de origen. Por su parte, ^{Székely (2015)} muestra que las expectativas de los padres respecto del nivel educativo que esperan de sus hijos impactan de manera positiva sobre el logro educativo de éstos. El trabajo de ^{Wendelspiess (2015)} reúne evidencia que muestra que las habilidades cognitivas, la educación de los padres y la riqueza de origen son mecanismos complementarios que explican la persistencia intergeneracional de la educación. Sin embargo, no existen aportaciones que den cuenta de la contribución potencial de IES específicas sobre la movilidad social intergeneracional. En este sentido, el presente trabajo es pionero y brinda una primera aproximación para el caso mexicano en la que se vincula el tipo de IES del que egresan las personas con los patrones de movilidad social intergeneracional de riqueza.

De esta manera, la contribución de este trabajo, además de lo anterior, versa en el potencial que tiene para generar una antesala que permita abrir una agenda de investigación a nivel nacional, puesto que lograría distinguir casos de estudio relevantes y, en futuras investigaciones, realizar estudios focalizados con mayor profundidad. Además, en aras del diseño de políticas públicas, identificar IES con un alto potencial de movilidad social permitiría diseñar estrategias que permitan incrementar el acceso de grupos con mayor desventaja hacia ellas.

Los resultados encontrados muestran que la riqueza del hogar de origen explica parte de la variación del tipo de IES de la que egresan las personas. Además, el tipo de IES de la que egresan las personas complementa la explicación de los resultados socioeconómicos del hogar actual. Estos dos resultados dan cuenta del potencial efecto mediador de las IES en la transmisión intergeneracional de la riqueza. Por ejemplo, menor riqueza de origen se asocia con mayor probabilidad de egresar de instituciones como la Universidad Pedagógica Nacional, escuelas normales o de instituciones privadas de absorción de demanda.³ Asimismo, egresar de alguna de estas instituciones se asocia con una disminución en la probabilidad de pertenecer a un quintil de riqueza más alto. En contraste, una mayor riqueza en el hogar de origen se vincula con una mayor probabilidad de egresar de la Universidad Nacional Autónoma de México (UNAM), universidades públicas federales y estatales, el Instituto Tecnológico de Estudios Superiores de Monterrey (ITESM) o alguna institución privada consolidada. Además, egresar de alguna de estas instituciones aumenta la probabilidad de obtener un mejor resultado socioeconómico en el hogar actual de las personas graduadas.

Estos hallazgos ponen de manifiesto no sólo un patrón distintivo de origen socioeconómico sino también de resultados económicos condicionados al tipo de IES del que egresan los individuos. En consecuencia, el tipo de IES del que egresan los encuestados es un mecanismo que puede complementar la explicación de la persistencia intergeneracional de la riqueza.

El resto del documento se estructura de la siguiente manera: en la sección I se presentan los datos y la metodología empleados para el análisis empírico. En la sección II se explican los resultados empíricos estimados a partir de describir los patrones de movilidad social intergeneracional condicionados al tipo de IES, dónde la persona encuestada reportó haber concluido su formación universitaria y el efecto de mediación de las IES sobre la transmisión intergeneracional de la riqueza. Finalmente, en la sección III se vierten las conclusiones que se derivan de este trabajo.

I. Datos y metodología

El trabajo utiliza como fuente de información el Módulo de Movilidad Social Intergeneracional 2016 (MMSI-2016) que provee el INEGI. Ésta es una encuesta de corte transversal que captura información actual y retrospectiva (refiere al tiempo cuando el encuestado tenía 14 años) de características socioeconómicas y educativas del informante y sus padres, respectivamente. De esta manera se genera información que permite comparar la situación socioeconómica y educativa actual de los encuestados con esas mismas características en sus hogares de origen. La población objetivo se centró en personas de entre 25 y 64 años. Su diseño estadístico es probabilístico, bietápico, estratificado y por conglomerados. Además, tiene representatividad a escala nacional para los ámbitos tanto urbano (2 500 o más habitantes) como rural (menos de 2 500 habitantes).

Esta encuesta se distingue de otras con enfoques de movilidad social en que, por primera vez en este tipo de encuestas, se cuestionó a los entrevistados el nombre de la IES a la que asistieron y si terminaron o no el plan de estudios de dicha institución. Así, se permite, por un lado, analizar el diferencial de acceso a tipos de IES específicas condicional a la riqueza de origen y, por otro, estimar la correlación intergeneracional de riqueza de aquellos que lograron terminar una carrera universitaria al agruparlos según la IES de la que egresaron, así como estimar el efecto de mediación de las IES en la transmisión intergeneracional de la riqueza.

La muestra primaria en los datos es de 25 634 entrevistados de entre 25 y 64 años. De éstos, sólo 4 050 personas reportaron haber concluido sus estudios de licenciatura o equivalente. 52 personas no especificaron la IES donde concluyeron sus estudios universitarios y 53 señalaron haber estudiado en el extranjero. Tales observaciones quedaron fuera del análisis. Con base en lo anterior, se tiene una muestra de 3 945 entrevistados que concluyeron su formación universitaria para los cuales es posible identificar la IES donde cursaron esos estudios. La selección y la construcción de las variables empleadas para el análisis empírico introdujeron cierta pérdida de observaciones. Con ello, la muestra final de egresados de IES se quedó en 3 724 observaciones (94% del total de egresados).

II. Resultados empíricos estimados

En las siguientes subsecciones se presentan los resultados empíricos estimados en dos sentidos. Por un lado, lo relativo a la descripción de los patrones de movilidad social intergeneracional de la riqueza en las IES y, por el otro, lo que concierne a la estimación del efecto de mediación de las IES en la transmisión intergeneracional de la riqueza.

2. Efecto de mediación de las IES en la transmisión intergeneracional de la riqueza

Existen muchos mecanismos potenciales que complementan la explicación de la persistencia intergeneracional de la riqueza. Las instituciones de educación superior pueden complementar esta explicación si el tipo de IES en el que las personas concluyen sus estudios universitarios está correlacionado con el quintil de riqueza del hogar de origen y, al mismo tiempo, la riqueza del hogar actual de las personas se correlaciona con el tipo de IES de la que egresaron. En este apartado se analiza el papel de las IES como mediador potencial de la transmisión intergeneracional de la riqueza. El Diagrama 1 ilustra este mecanismo de transmisión. En primer lugar, existe un vínculo directo entre la riqueza de origen y la actual representado por la flecha continua. Sin embargo, la riqueza de origen también puede tener un efecto indirecto sobre la actual mediante la IES de donde egresan las personas. Esto es lo que se conoce como efecto de mediación: las IES son un mediador potencial que permite explicar un mecanismo que subyace detrás de la relación entre la riqueza del hogar de origen y la del hogar actual para los graduados universitarios.

Diagrama 1 Ruta de la transmisión intergeneracional de la riqueza mediada por las instituciones de educación superior 

Si se asumen relaciones lineales y aditivas, este efecto de mediación puede ser expresado por un sistema de ecuaciones simple como sigue:

yt=β0+β1yt-1+β2IESh+ε1 (4)

IESh=α0+α1yt-1+ε2 (5)

donde y_t e y_t-1 representan la riqueza del hogar actual y de origen, respectivamente. IES_h captura la IES de la que egresaron los encuestados y funge como un mediador potencial de la relación entre la riqueza del hogar de origen y la del actual. La importancia de esta variable como mediadora dependerá de la solidez de su relación con y_t-1 y de la medida en que dé cuenta de la relación entre y_t-1 e y_t. El parámetro α₁ representa la importancia de la riqueza del hogar de origen como un determinante de la IES_h. β₁ captura el efecto directo de la transmisión intergeneracional de la riqueza, mientras que β₂ captura el resultado socioeconómico o retorno de IES_h. El efecto total de la riqueza de origen resulta de la suma del componente que opera a través del mediador potencial con el efecto directo. Este efecto total viene dado por: δ = α₁β₂ + β₁.

Con este marco de referencia se estiman diferentes modelos de ecuaciones simultáneas, según sea el caso de clasificación de IES analizadas. Este enfoque permite dar cuenta del efecto de mediación al estimar los efectos directos e indirectos. En las estimaciones realizadas, como controles, se añaden en la ecuación (1)dummies que indican si el encuestado es mujer, si habla lengua indígena, y de su cohorte de nacimiento [0 = 1952-1974 (42-64 años de edad), y 1 = 1975-1991 (25-41 años de edad)]. En la ecuación (2), además de los controles incorporados a la ecuación (1), se añaden una dummy que indica si el encuestado estudió en una preparatoria pública, y otra para señalar si estudió en una preparatoria incorporada a alguna institución de educación superior.

Esta metodología requiere que el sistema de ecuaciones esté identificado; para ello, se utiliza el método de estructuras equivalentes. Éste es una técnica de identificación algebraica y se considera una condición necesaria y suficiente (^{Paxton, Hipp y Marquart-Pyatt, 2011}). Para ello, se construye una matriz M y se asume que MA = A, y MB= B. La condición establece que el modelo se identifica si la única matriz M que satisface MA = A y MB = B es la matriz identidad (M=I). Si es el caso, el modelo está completamente identificado.

Sea la matriz M = m11m12m21m22, entonces, MA = A viene dado por:

m11m12m21m2210α211=10α211 (6)

Mientras que MB=B viene dado por:

m11m12m21m22β11β12β13β14β15β16β21β22β23β2400=β11β12β13β14β15β16β21β22β23β2400 (7)

El modelo está completamente identificado si la única solución para este sistema es la matriz de identidad (M=I). Es decir, la condición establece que el modelo se identifica si la única matriz M que satisface MA=A y MB=B es la matriz de identidad.

El sistema de ecuaciones que se deriva del planteamiento viene dado por:

m11+m12α21=1 (8)

m12=0 (9)

m22=1 (10)

m21β15=0 (11)

m21β16=0 (12)

Al sustituir (9) en (8):

m11+0=1m11=1 (13)

De (12):

m21=0/β15=0 (14)

Así:

m11m12m21m22=1001 (15)

Debido a que se logró resolver toda la matriz M y se encontró M = I, se puede concluir que el sistema completo está identificado.

Para los distintos análisis realizados, la variable dependiente de la ecuación (4) toma la forma de una variable categórica ordinal que agrupa los hogares en quintiles de riqueza, donde el quintil 1 agrupa los más pobres y el quintil 5, los más ricos. En la ecuación (5) la variable dependiente toma la forma de una variable dicotómica del tipo de IES de donde egresó el entrevistado. Por estas consideraciones, el sistema de ecuaciones fue estimado con un modelo de ecuaciones estructurales generalizado (^{Wooldrige, 2012}). En este sentido, la primera ecuación sigue una estimación por medio de un modelo logístico ordinal, y la segunda con un modelo logístico. Las estimaciones derivadas se obtienen a partir del método de máxima verosimilitud.

Los resultados estimados se presentan en cuatro partes: 1) se estima este efecto de mediación cuando se analizan instituciones públicas contra privadas; 2) se desagregan las IES públicas y se calcula su efecto de mediación; 3) se desagregan las IES privadas y se estima su efecto de mediación, y 4) se presenta un ejercicio similar para el top 3 de IES en México.

a. IES públicas versus privadas

En este apartado se analiza el efecto de mediación de las instituciones públicas y privadas respecto de la transmisión intergeneracional de la riqueza. Con base en ^{Baron y Kenny (1986)}, en este análisis la mediación existirá siempre que las siguientes relaciones sean estadísticamente significativas: 1) riqueza de origen sobre actual, 2) riqueza de origen sobre el tipo de IES y 3) tipo de IES sobre la riqueza actual. El Cuadro 7 documenta los resultados estimados, los cuales son reportados en términos de razones de momio (odd ratios) cuyo valor de referencia es 1. A la luz de las estimaciones, es posible apreciar el potencial efecto mediador que tienen tanto las instituciones públicas como las privadas. Primero, la riqueza de origen es una variable estadísticamente significativa en la explicación de la riqueza actual. Los resultados muestran que hogares de origen más ricos incrementan la probabilidad de pertenecer a un mayor quintil de riqueza en el hogar actual. Asimismo, la riqueza de origen es un determinante estadísticamente significativo del tipo de IES de donde egresan los encuestados: mayor riqueza de origen se asocia con una mejor probabilidad de egresar de una IES privada en relación con una pública. Finalmente, el papel del tipo de las IES en la explicación de la riqueza actual también fue estadísticamente significativo. Los resultados sugieren que estudiar en una IES pública disminuye la probabilidad de pertenecer a un mayor quintil de riqueza respecto de las IES privadas. En términos prácticos, los hallazgos sugieren que personas que crecen en hogares pertenecientes a un quintil de riqueza más pobre son más proclives de egresar de instituciones públicas y, además, la probabilidad de pertenecer a un quintil de riqueza superior es menor, al compararlos con los egresados de instituciones privadas, lo cual da cuenta del potencial mediador que tienen las instituciones públicas y privadas en la transmisión intergeneracional de la riqueza.

Cuadro 7 Resultados estimados: mediación de IES públicas y privadas en la transmisión intergeneracional de la riqueza^a 

	Públicas		Privadas
	Odd ratio	Robust. est. err.	Odd ratio	Robust. est. err.
Ecuación (1). Riqueza actual
Riqueza de origen	3.543***	(0.2620)	3.543***	(0.2620)
IESI	0.793**	(0.0859)	1.262**	(0.1370)
Mujer	0.760***	(0.0717)	0.760***	(0.0717)
Indígena	0.625	(0.1840)	0.625	(0.1840)
Cohorte (25-41 años)	0.299***	(0.0329)	0.299***	(0.0329)
Ecuación (2). IESI
Riqueza de origen	0.746***	(0.0711)	1.340***	(0.1280)
Preparatoria pública	4.516***	(0.5740)	0.221***	(0.0281)
Preparatoria incorporada a una IES	1.684***	(0.1990)	0.594***	(0.0701)
Mujer	0.802*	(0.0954)	1.247*	(0.1480)
Indígena	0.897	(0.3720)	1.115	(0.4630)
Cohorte (25-41 años)	0.693***	(0.0896)	1.443***	(0.1870)
Observaciones	3 724		3 724

^aLa variable riqueza de origen ha sido estandarizada con media 0 y desviación estándar igual a 1. Nivel de significancia estadística: *** p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1.

Fuente: elaboración propia con información del MMSI-2016.

b. IES públicas

En el apartado anterior se analizó en términos generales el efecto de mediación de las instituciones públicas y privadas. Sin embargo, por la heterogeneidad de resultados esbozados anteriormente de IES públicas y privadas, es posible que exista una heterogeneidad en su mediación. Este apartado centra la atención en las IES públicas. La desagregación de éstas es igual a la empleada en subsecciones anteriores. Los resultados se derivan de estimar diferentes modelos de ecuaciones simultáneas con el marco de referencia antes ex‑puesto. Las estimaciones se realizan sobre la base de 2 798 observaciones, las cuales corresponden únicamente a egresados de IES públicas. Los resultados se presentan en el Cuadro 8. Como puede observarse, de acuerdo con los criterios de ^{Baron y Kenny (1986)}, el efecto de mediación se cumple sólo para cuatro IES públicas, a saber: IPN, UNAM, UPN y Normales. En las Fed. y Est., si bien la riqueza de origen es estadísticamente significativa en su explicación, no se encontró evidencia de que la relación entre este tipo de IES y la riqueza actual sea estadísticamente significativa, lo cual es uno de los requisitos para considerar el efecto de mediación. Para el Tecnm, la relación entre la riqueza de origen y egresar de este tipo de IES no es estadísticamente significativa; asimismo, la relación entre egresar del Tecnm y la riqueza actual tampoco resultó estadísticamente significativa.

Cuadro 8 Resultados estimados: IES públicas como mediadoras de la transmisión intergeneracional de la riqueza^a 

	IPN	UNAM	UPN	Normales	Fed. Y Est.	Tecnm
	Odd. ratio
Ecuación (1). Riqueza actual
Riqueza de origen	2.439***	2.499***	2.384***	2.119***	2.406***	2.133***
	(0.173)	(0.193)	(0.168)	(0.119)	(0.169)	(0.120)
IESI	2.280***	1.519*	0.472***	0.743*	1.019	0.956
	(0.657)	(0.347)	(0.0930)	(0.131)	(0.111)	(0.141)
Mujer	0.826*	0.728***	0.853	0.914**	0.812*	0.870
	(0.0906)	(0.0796)	(0.0957)	(0.0393)	(0.089)	(0.0964)
Habla indígena	0.481***	0.471***	0.494***	0.511**	0.456***	0.498**
	(0.134)	(0.138)	(0.132)	(0.141)	(0.126)	(0.141)
Cohorte (25-41 años)	0.291***	0.914**	0.284***	0.311***	0.286***	0.318***
	(0.0338)	(0.0380)	(0.0328)	(0.0384)	(0.0332)	(0.0388)
Ecuación (2). IESI
Riqueza de origen	0.790**	1.694***	0.562***	0.665***	1.173***	1.007
	(0.0895)	(0.308)	(0.0942)	(0.0699)	(0.0656)	(0.0794)
Preparatoria pública	5.694***	1.109	0.510*	1.200	0.959	0.796
	(2.916)	(0.341)	(0.194)	(0.311)	(0.158)	(0.167)
Preparatoria incorporada a una IES	3.533***	7.901***	0.678	0.604***	0.907	0.302***
	(1.234)	(2.586)	(0.189)	(0.112)	(0.107)	(0.0442)
Mujer	0.675	1.092	6.781***	2.511***	0.989	0.519***
	(0.213)	(0.248)	(1.979)	(0.436)	(0.113)	(0.0777)
Habla indígena	0.031***	0.309*	5.092***	2.036*	0.695	0.870
	(0.0333)	(0.187)	(2.322)	(0.812)	(0.231)	(0.379)
Cohorte (25-41 años)	0.919	0.644***	0.686	0.655**	0.955	1.603***
	(0.280)	(0.0699)	(0.207)	(0.118)	(0.123)	(0.263)
Observaciones	2 798	2 798	2 798	2 798	2 798	2 798

^aLas estimaciones se realizan sobre la base de 2 798 observaciones que corresponden a la muestra de egresados de IES públicas. La variable riqueza de origen ha sido estandarizada con media 0 y desviación estándar igual a 1. Errores estándar robustos entre paréntesis. Nivel de significancia estadística: ***p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1.

Fuente: elaboración propia con información del MMSI-2016.

Al aislar los casos donde las IES públicas sí tienen un efecto de mediación, se puede apreciar que, mientras haya mayor riqueza de origen, la probabilidad de egresar del IPN, la UPN, y las escuelas normales es menor. Sin embargo, el efecto que tienen éstas sobre la riqueza del hogar actual es heterogéneo. Mientras que egresar del IPN incrementa la probabilidad de pertenecer a un quintil de riqueza más alto, hacerlo de la UPN o de escuelas Normales disminuye esa probabilidad. Esto sugiere que personas con mayor desventaja socioeconómica son más proclives de egresar de la UPN y Normales, y, además, la probabilidad de tener un mejor resultado socioeconómico disminuye. También se encuentra que mayor riqueza de origen se relaciona con mejor probabilidad de egresar de la UNAM y, al mismo tiempo, egresar de esta universidad se asocia con una mayor probabilidad de pertenecer a un quintil de riqueza más alto. Es interesante comparar el odd ratio de egresar del IPN con el de la UNAM en la determinación de la riqueza actual. Éste es mayor para el caso del IPN, lo que significa que la probabilidad de obtener mejores resultados socioeconómicos en el hogar actual es mayor para los egresados del IPN. Esto, junto con el hecho de que menor riqueza implica mayor la probabilidad de egresar del IPN, sugiere un mayor potencial por parte del IPN en la promoción de la movilidad social intergeneracional de sus egresados.

c. IES privadas

Anteriormente se mostró cómo la riqueza de origen aumenta la probabilidad de egresar de una IES privada. Asimismo, se estimó una mayor probabilidad de pertenecer a un quintil de riqueza actual más alto para los egresados de IES privadas. Sin embargo, este resultado puede ser heterogéneo si el análisis es desagregado en distintas IES privadas. En este apartado se analiza el efecto de mediación de las IES privadas identificadas con los datos disponibles. Los resultados se derivan de estimar diferentes modelos de ecuaciones simultáneas con el marco de referencia antes expuesto. El análisis empírico se realiza sobre la base de 926 observaciones, las cuales corresponden únicamente a la muestra de egresados de IES privadas. El Cuadro 9 documenta los resultados obtenidos. Como puede apreciarse, las IES privadas consideradas en el análisis presentan un efecto de mediación en la explicación de la transmisión intergeneracional de la riqueza. Esto se debe a que las relaciones de riqueza de origen sobre el tipo de IES y de IES sobre la riqueza actual son estadísticamente significativas. Sin embargo, los efectos son heterogéneos. Por un lado, la riqueza de origen se asocia de manera positiva con egresar de IES privadas consolidadas y el ITESM; el efecto para este último es mayor. Asimismo, egresar de estos dos tipos de instituciones incrementa la probabilidad de pertenecer a un quintil de riqueza más alto; el aumento en esta probabilidad es más alto para el ITESM en contraste con las consolidadas. Esto significa que personas con mayor ventaja socioeconómica son más propensas de egresar del ITESM y, eventualmente, egresar de esta universidad aumenta la probabilidad de tener un mejor resultado socioeconómico en el hogar actual. En esa misma dirección, pero en menor magnitud, se encuentran los egresados de las IES consolidadas. Sin embargo, dentro de las IES privadas, menor riqueza en el hogar de origen se asocia con mayor probabilidad de egresar de instituciones privadas Emerelite y Absdemanda. Asimismo, ambos tipos de IES privadas se asocian de manera negativa con la riqueza actual; egresar de una IES privada Emerelite y Absdemanda disminuye la probabilidad de pertenecer a un quintil de riqueza más alto. Esto sugiere un escenario negativo en términos de movilidad social para egresados de IES privadas Absdemanda. Además, esta situación se agrava para las mujeres, quienes presentan una mayor probabilidad de egresar este tipo de IES (Absdemanda).

Cuadro 9 Resultados estimados: IES privadas como mediadoras de la transmisión intergeneracional de la riqueza^a 

	Consolidadas	Emerelite	Absdemanda	ITESM
	Odd ratio
Ecuación (1). Riqueza actual
Riqueza de origen	2.242***	2.633***	2.569***	2.303***
	(0.296)	(0.297)	(0.266)	(0.293)
IESI	2.049***	0.584***	0.598**	6.373***
	(0.499)	(0.118)	(0.146)	(4.365)
Mujer	0.651**	0.596**	0.605**	0.632**
	(0.142)	(0.122)	(0.122)	(0.134)
Habla indígena	0.526	0.652	0.642	0.692
	(0.301)	(0.359)	(0.327)	(0.420)
Cohorte (25-41 años)	0.229***	0.262***	0.257***	0.229***
	(0.0559)	(0.0680)	(0.0648)	(0.0554)
Ecuación (2). IES
Riqueza de origen	1.295***	0.788***	0.660***	2.054*
	(0.119)	(0.0715)	(0.0878)	(0.836)
Preparatoria pública	0.453***	1.522**	2.387***	0.648
	(0.0992)	(0.314)	(0.637)	(0.313)
Preparatoria incorporada a una IES	0.964	0.917	1.191	1.229
	(0.208)	(0.183)	(0.317)	(0.603)
Mujer	0.634**	1.219	1.840**	0.636
	(0.143)	(0.249)	(0.504)	(0.275)
Habla indígena	0.632	0.441	0.467	0.258
	(0.211)	(0.311)	(0.333)	(0.223)
Cohorte (25-41 años)	0.735	1.661**	1.299	0.410**
	(0.188)	(0.379)	(0.356)	(0.186)
Observaciones	926	926	926	926

^aLas estimaciones se realizan sobre la base de 926 observaciones que corresponden a la muestra de egresados de IES privadas. La variable riqueza de origen ha sido estandarizada con media 0 y desviación estándar igual a 1. Errores estándar robustos entre paréntesis. Nivel de significancia estadística *** p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1.

Fuente: elaboración propia con información del MMSI-2016.

d. IES top 3 en México

Ya se mostró que la probabilidad de egresar de una de las IES top 3 aumenta conforme aumenta la riqueza del hogar de origen. Sin embargo, incluso dentro de éstas puede haber variación en la mediación de la transmisión intergeneracional de la riqueza. Este apartado analiza el efecto de mediación de las IES top 3 clasificadas dentro del ^{QS Latin American University Rankings (2021)}: la UNAM, el ITESM y el IPN. Los resultados se derivan de estimar un modelo de ecuaciones simultáneas bajo el marco de referencia expuesto para esta sección. Sin embargo, en la ecuación (5) la variable dependiente toma la forma de una variable categórica no ordinal que refiere al tipo de IES dentro del top 3 de la que egresan los entrevistados. En este sentido, esta segunda ecuación se estima por medio de un modelo logístico multinomial que toma como categoría de referencia al ITESM.

El Cuadro 10 presenta los resultados estimados. Como se puede observar, todas las IES consideradas en este análisis presentan un efecto de mediación estadísticamente significativo. Primero, existe una relación negativa y estadísticamente significativa de egresar del IPN o la UNAM respecto del ITESM. Esto significa que, mientras mayor riqueza de origen, menor probabilidad de egresar del IPN o la UNAM respecto al ITESM. Este efecto es mayor para el caso del IPN. En tal sentido, mayor riqueza en el hogar de origen conduce a mejor probabilidad de egresar del ITESM, seguido de la UNAM y finalmente del IPN. Asimismo, egresar del IPN o de la UNAM tiene un efecto estadísticamente significativo en la determinación de la riqueza del hogar actual respecto al ITESM. En ambos casos, egresar del IPN o de la UNAM conduce a menores resultados socioeconómicos del hogar actual respecto del ITESM; este efecto es mayor para la UNAM. Dicho de otra manera, del top 3 de IES consideradas, el ITESM conduce a mejores resultados socioeconómicos, seguido del IPN y, finalmente, la UNAM. Esto sugiere una mayor promoción de la movilidad social intergeneracional mediante el IPN, debido a que individuos que crecieron en hogares con menor riqueza tienen una mayor probabilidad de egresar de esta institución.

Cuadro 10 Resultados estimados: IES top 3 como mediadoras de la transmisión intergeneracional de la riqueza^a 

	Ecuación (4)	Ecuación (5)
	Riqueza actual	ITESM (categoría base)
	Odd ratio	r. r. ratio	r. r. ratio
Riqueza de origen	2.912***	0.400***	0.504**
	(0.784)	(0.132)	(0.135)
IES (ITESM, base)
IPN	0.256*
	(0.184)
UNAM	0.175**
	(0.122)
Mujer	0.917	1.414	2.243
	(0.312)	(0.883)	(1.277)
Habla indígena	3.349	1.067	2.950
	(2.619)	(1.211)	(2.849)
Cohorte (25-41 años)	0.326***	2.771	1.664
	(0.119)	(1.883)	(1.073)
Preparatoria pública		30.49***	4.503***
		(21.00)	(2.413)
Preparatoria incorporada a una IES		3.229*	9.554***
		(2.135)	(5.967)
Observaciones	313	313

^aLa variable riqueza de origen ha sido estandarizada con media 0 y desviación estándar igual a 1.

Errores estándar robustos entre paréntesis. Nivel de significancia estadística *** p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1.

Fuente: elaboración propia con información del MMSI-2016.

III. Conclusiones

Lograr la educación superior generalmente se considera un ingrediente de éxito económico en la vida futura de las personas. Así, se le ve como un instrumento potencial de movilidad social ascendente. Sin embargo, debido a la pluralidad de opciones que ofrece el sistema educativo en este nivel, es posible que exista un patrón distintivo no sólo de origen socioeconómico sino también de resultados económicos después de egresar de alguna IES específica. De tal manera, la desigualdad horizontal que se genera dentro este nivel educativo puede afectar la promoción de la movilidad social gracias al tipo de IES del que egresan las personas. Dicho de otra manera, personas de bajos estratos socioeconómicos, que son más proclives a egresar de un determinado tipo de IES, pueden ver mermadas sus aspiraciones de ascenso social si el retorno potencial de esa IES también es sesgado a la baja respecto de otro tipo de IES. Con información que presenta el MMSI-2016 provista por el INEGI, en este trabajo se describieron los patrones de movilidad social de egresados condicionales al tipo de IES de la cual egresaron. Asimismo, se exploró el efecto de mediación de cada tipo de IES sobre la transmisión intergeneracional de la riqueza. Es importante recordar que este trabajo presenta limitaciones importantes debidas principalmente a la disponibilidad de información. En ese sentido, los resultados distan de dar cuenta de efectos causales, más bien, se estiman únicamente correlaciones. Por lo anterior, la discusión de los resultados debe tomarse con cautela.

Se describió el patrón de las tasas de movilidad social intergeneracional para los distintos grupos de IES analizados. El coeficiente general estimado para IES públicas es de 0.40, mientras que para IES privadas fue de 0.51. Ello sugiere que egresados de instituciones públicas experimentan una mayor movilidad social en comparación con egresados de instituciones privadas. Sin embargo, al desagregar las IES públicas, se encontró una menor correlación intergeneracional de la riqueza para egresados del IPN: 0.18. En contraste, las escuelas normales y la UPN presentan las tasas de persistencia intergeneracional más altas: 0.48 y 0.47, respectivamente. Respecto de las IES privadas, el menor coeficiente corresponde a las IES consolidadas: 0.28. La mayor persistencia se estimó para las IES privadas de absorción de demanda: 0.45. Debido a que, mientras menor riqueza de origen haya, mayor será la probabilidad de egresar de IES como las Normales, UPN y Absdemanda; los hallazgos que se presentan sugieren un escenario negativo en términos de movilidad social intergeneracional para egresados de este tipo de IES.

En este trabajo también se exploró el potencial efecto de mediador de las IES en la transmisión intergeneracional de la riqueza. Los resultados estimados son sugerentes de este efecto de mediación para la mayoría de las IES analizadas. Esto significa que la riqueza de origen es estadísticamente significativa en la explicación del tipo de IES del que egresan los encuestados y, eventualmente, el tipo de IES del que egresan los encuestados también es estadísticamente significativo en la explicación del resultado socioeconómico del hogar actual. Se pudo apreciar un efecto de mediación para cuatro IES públicas: el IPN, la UNAM, la UPN y las escuelas Normales. Mientras mayor riqueza de origen hay, la probabilidad de egresar del IPN, la UPN o Normales es menor. Sin embargo, el efecto que tienen estas IES sobre la riqueza del hogar actual es heterogéneo. Mientras que egresar del IPN incrementa la probabilidad de pertenecer a un quintil de riqueza más alto, egresar de la UPN o las Normales disminuye esa probabilidad. En contraste, una mayor riqueza de origen se relaciona con mayor probabilidad de egresar de la UNAM y, eventualmente, egresar de esta universidad se asocia con una mayor probabilidad de pertenecer a un quintil de riqueza más alto.

Los resultados encontrados muestran que existe una heterogeneidad en las oportunidades de movilidad social que ofrecen las IES para sus egresados. Esto sugiere una segregación por estrato socioeconómico de origen en el tipo de IES del que egresan las personas. Asimismo, existe una variación importante en los resultados socioeconómicos después de egresar. En específico, las IES con mayor calidad educativa (el top 3 analizado en este trabajo) tienen mejor perspectiva de resultados socioeconómicos después de egresar. Estos hallazgos sugieren que la calidad de las escuelas en el nivel superior no es un tema menor cuando se busca promover la movilidad social. Lo anterior se traduce en la existencia de variaciones importantes en la distribución de los resultados socioeconómicos después de que se egresa de alguna institución de educación superior específica. Sin embargo, hasta ahora, hay poco entendimiento de que cambiar esa distribución de resultados socioeconómicos requiere una mejora sustancial en la calidad de la gran mayoría de los programas educativos a lo largo y lo ancho de todo el territorio mexicano. En este sentido podría pensarse en un mecanismo de incentivos que permita redistribuir a los mejores docentes hacia aquellas instituciones de educación superior con menor calidad educativa.

Si bien este trabajo reconoce limitaciones importantes, los resultados obtenidos, aunque sugerentes, permiten distinguir relaciones interesantes sobre casos de estudios que valdría la pena profundizar. Por ejemplo, la UPN, las escuelas normales y las instituciones privadas de absorción de demanda deberían ser objeto de atención en las investigaciones debido al escenario negativo que presentan en términos de promover la movilidad social intergeneracional de sus egresados. Asimismo, hay que destacar el caso del IPN, puesto que parece tener una mayor promoción de la movilidad social entre sus egresados. Esto pone de manifiesto la necesidad de generar bases de datos con información representativa de egresados de las IES. Con ello, se podría obtener evidencia empírica sólida y relevante para abonar en el diseño de políticas públicas en favor de la movilidad social intergeneracional mediante la educación superior.