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Priscila Hermida; Sofía Barragán; Juan Andrés Rodríguez
Analiti a, Revista de análisis estadístico, Vol. 14 (2), 2017
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del 19 % en el n´umero de horas para los ni˜nos de 0 a 36 meses, y del 9 % para los ni˜nos
de 37 a 60 meses. En contraste, el estado nutricional esta negativamente asociado a la
variable de resultado en los dos modelos. Manteniendo todas las dem´as variables constantes,
el incremento de una desviaci´on standard en esta variable resulta en una reducci´on de entre
el 2 % y 3 % en ambas cohortes. En el caso del estado nutricional, tanto el margen intensivo
como el intensivo de la asistencia se mueven en la misma direcci´on. Los ni˜nos con mejor
nutrici´on tienen menor probabilidad de asistir, y cuando lo hacen, asisten menos horas por
d´ıa.
En ambos grupos de edad tambi´en el ingreso del hogar est´a asociado positivamente con
el n´umero de horas asistidas. En relaci´on a los ni˜nos del quintil 1, los ni˜nos de 0 a 36 meses
del quintil 4 asisten un promedio de 16 % m´as horas por d´ıa. El coeficiente equivale a una
diferencia del 8 % para los ni˜nos de 37 a 60 meses. Los coeficientes para los quintiles 2, 3 y
5 son positivos pero no significativos.
El principal determinante del n´umero de horas asistidas en las dos cohortes es la partici-
paci´on laboral de la madre. Comparados a los ni˜nos cuyas madres no trabajan, los hijos de
mam´as que trabajan asisten m´as horas. La asociaci´on es m´as fuerte para los ni˜nos cuyas ma-
dres reportan trabajar exactamente 40 horas por semana, y que probablemente pertenecen
al sector formal de la econom´ıa. En el grupo de ni˜nos menores el coeficiente asociado a este
tipo de inserci´on de la madre en el mercado laboral predice un incremento del 23,3 % en el
n´umero de horas por d´ıa en las que el ni˜no se encuentra en un establecimiento de educaci´on
inicial. El coeficiente equivale a un incremento del 15,4 % en el n´umero de horas por d´ıa para
los ni˜nos mayores. Ni la oferta de servicios de educaci´on inicial en el cant´on de residencia del
estudiante, ni la escolaridad de la madre aparecen estad´ısticamente asociadas a la intensidad
de la asistencia medida en horas.
A pesar de estas similitudes en los determinantes del margen intensivo de la asistencia
para los dos grupos de edad, los resultados muestran tambi´en algunas diferencias. En la
cohorte de ni˜nos mayores, la intensidad de la asistencia medida en horas est´a asociada al
g´enero del ni˜no. Los resultados muestran que el ser ni˜na incrementa el n´umero de horas
asistidas por d´ıa en un 4,6 % , comparado a los ni˜nos varones.
En la cohorte de menor edad, variables que no se encontraron asociadas con la asistencia
en las estimaciones anteriores, s´ı aparecen como determinantes estad´ısticamente significativos
de la intensidad. Por ejemplo, el tama˜no del hogar muestra una relaci´on negativa con la
intensidad de la asistencia de ni˜nos de 0 a 36 meses. El incremento de un miembro adicional
en el hogar reduce el n´umero de horas que el ni˜no asiste por d´ıa en 8 % . As´ı mismo, la
condici´on de jefe de hogar de la madre incrementa la asistencia en un 11 % . El tener una
mam´a soltera, divorciada, viuda o separada incrementa en 8,6 % en promedio el n´umero de
horas asistidas por d´ıa. Estos dos resultados sugieren que los establecimientos de educaci´on
inicial pueden estar siendo utilizados en sustituci´on de otras opciones de cuidado infantil.