Comment la fréquentation scolaire obligatoire affecte-t-elle l’éducation et les revenus des élèves ?

Chercheuse responsable : Viviane Pires Ribeiro

Titre de l’article : La fréquentation scolaire obligatoire affecte-t-elle la scolarité et les revenus ?

Auteurs : Joshua D. Angrist et Alan B. Krueger

Lieu d'intervention : États-Unis

Taille de l'échantillon : Non spécifié

Grand thème : l'éducation

Variable d'intérêt principal : Fréquentation scolaire

Type d'intervention : Analyse de l'impact des lois sur la scolarité obligatoire aux États-Unis

Méthodologie : Moindres carrés ordinaires et Moindres carrés à deux étapes

Tous les pays développés imposent une scolarité obligatoire, mais on sait peu de choses sur l’effet de ces lois sur le niveau de scolarité et les revenus. Face à ce scénario, Angrist et Krueger (1991) établissent que la date de naissance est liée au niveau d'éducation en raison de la politique d'âge minimum pour commencer l'école et des lois sur la fréquentation obligatoire. Les individus nés en début d’année commencent leurs études à un âge plus avancé et peuvent donc quitter l’école avec moins d’instruction que les individus nés vers la fin de l’année. De plus, les étudiants qui doivent fréquenter l’école pendant une période plus longue reçoivent des salaires plus élevés en raison de leur scolarité supplémentaire.

Contexte d'évaluation

Si la proportion d'élèves qui souhaitent quitter l'école avant d'atteindre l'âge légal de fin de scolarité est constante quel que soit leur anniversaire, on peut s'attendre à ce que l'anniversaire d'un élève influence son niveau final de scolarité. Cette relation serait prévisible car, en l’absence d’admissions scolaires continues, les élèves nés à différents mois de l’année commencent l’école à des âges différents. Ce fait, associé aux lois sur la scolarité obligatoire, qui obligent les élèves à fréquenter l’école jusqu’à un certain âge, produit une corrélation entre la date de naissance et les années de scolarité.

Les élèves nés au début de l’année civile sont généralement plus âgés lorsqu’ils entrent à l’école que ceux nés plus tard dans l’année. Par exemple, les tableaux du recensement de 1960 montrent qu'en moyenne, les garçons nés au premier trimestre de l'année entrent en première année à 6,45 ans, tandis que les garçons nés au quatrième trimestre entrent en première année à 6,07 ans. Cette tendance est due au fait que la plupart des districts scolaires n'admettent les élèves en première année que s'ils ont atteint l'âge de six ans au 1er janvier de l'année scolaire au cours de laquelle ils entrent à l'école. Par conséquent, les élèves nés en début d’année sont plus âgés à leur entrée à l’école que les élèves nés vers la fin de l’année.

Les enfants nés au premier trimestre de l’année entrant à l’école à un âge plus avancé, ils atteignent l’âge légal de sortie après avoir fréquenté l’école pendant une période plus courte que ceux nés vers la fin de l’année. Ainsi, si une fraction fixe d'élèves est limitée par la loi sur la fréquentation obligatoire, ceux nés en début d'année seront, en moyenne, moins scolarisés que ceux nés vers la fin de l'année.

Détails de l'intervention

L'étude réalisée par Angrist et Krueger (1991) explore une expérience naturelle pour estimer l'impact des lois sur la scolarité obligatoire aux États-Unis. L'expérience vient du fait que les enfants nés à différents mois de l'année commencent l'école à des âges différents, alors que les lois sur la scolarité obligatoire exigent généralement que les élèves restent à l'école jusqu'à leur seizième ou dix-septième anniversaire. En effet, l’interaction des conditions d’entrée à l’école et des lois sur la scolarité obligatoire oblige les élèves nés au cours de certains mois à fréquenter l’école plus longtemps que les élèves nés au cours d’autres mois. Comme il est peu probable que l'anniversaire d'une personne soit corrélé à des caractéristiques personnelles autres que l'âge d'entrée à l'école, la date de naissance génère une variation exogène de l'éducation qui peut être utilisée pour estimer l'impact de la scolarité obligatoire sur l'éducation et les revenus.

L'analyse empirique de l'étude s'appuie sur une variété d'ensembles de données, chaque ensemble étant construit à partir de « données de recensement à grande diffusion » (ou plus précisément, de données de recensement à grande diffusion). L'échantillon utilisé pour calculer les principaux effets du trimestre de naissance sur les résultats scolaires comprend tous les hommes nés entre 1930 et 1949 dans l'échantillon de 5 % du recensement de 1980. L'échantillon utilisé pour calculer les estimations des différences de l'effet de l'obligation scolaire. les lois sur la scolarité en matière d'inscription comprennent tous les jeunes de seize ans dans chacun des échantillons de recensement suivants : l'échantillon de 1 % du recensement de 1960 ; les deux échantillons d'État de 1 % du recensement de 1970 ; et l'échantillon de 5 % du Recensement de 1980. Les deux échantillons utilisés pour calculer les estimations du rendement de l'éducation sont constitués d'hommes ayant un revenu positif nés entre 1920 et 1929 dans les trois échantillons de 1 % du Recensement de 1970, et de l'échantillon d'hommes ayant un revenu positif. né entre 1930 et 1949 dans l'échantillon de 5 % du recensement de 1980. Informations sur la date de naissance en. Le recensement est limité au trimestre de naissance.

Détails de la méthodologie

Deux méthodes ont été utilisées pour estimer le rendement de l'éducation : la méthode des moindres carrés ordinaires (OLS) et la méthode des moindres carrés en deux étapes (2SLS). L'estimation MCO est le coefficient d'éducation issu d'une régression bivariée du logarithme du salaire hebdomadaire sur les années d'études. Pour améliorer l’efficacité de l’estimation et le contrôle des tendances des gains liées à l’âge, les auteurs ont estimé le modèle 2SLS. Les estimations 2SLS sont utilisées lorsque la source d’identification est une variation du niveau d’éducation qui résulte uniquement de différences dans la date de naissance – qui à son tour résulte de l’effet des lois sur la scolarité obligatoire.

Les instruments exclus de l’équation des salaires dans les estimations 2SLS sont les variables muettes de trois trimestres de naissance interagissant avec les muettes de neuf années de naissance. Étant donné que les variables muettes de l’année de naissance sont également incluses dans les équations salariales, l’effet de l’éducation est identifié par la variation de l’éducation entre les trimestres de naissance au cours de chaque année de naissance.

Résultats

Angrist et Krueger (1991) présentent une analyse des données de trois recensements décennaux qui établissent que la date de naissance est en fait liée au niveau de scolarité. Notamment, dans pratiquement toutes les cohortes de naissance examinées, les enfants nés au cours du premier trimestre de l’année ont un niveau d’éducation moyen légèrement inférieur à celui des enfants nés plus tard dans l’année. Les districts scolaires exigent généralement qu'un élève ait six ans au 1er janvier de l'année de son entrée à l'école. Ainsi, les élèves nés en début d’année entrent à l’école à un âge plus avancé et atteignent l’âge légal de sortie plus tôt dans leur parcours scolaire que les élèves nés en fin d’année. Si la proportion d’élèves qui souhaitent quitter l’école avant l’âge légal de fin de scolarité est indépendante de la date de naissance, alors la tendance saisonnière observée dans l’éducation est cohérente avec l’idée selon laquelle la scolarité obligatoire restreint certains élèves nés plus tard dans l’année à rester à l’école plus longtemps. .

Deux éléments de preuve supplémentaires relient le modèle saisonnier de l’éducation à l’effet combiné de l’âge d’entrée à l’école et des lois sur la scolarité obligatoire. Premièrement, la tendance saisonnière dans l’éducation n’est pas évidente dans les taux d’obtention d’un diplôme universitaire, ni dans les taux d’achèvement des études supérieures. Étant donné que les lois sur la scolarité obligatoire n’obligent pas les individus à fréquenter l’école au-delà du lycée, ces données confortent l’hypothèse selon laquelle la relation entre les années de scolarité et la date de naissance est entièrement due aux lois sur la scolarité obligatoire. Deuxièmement, en comparant les taux de scolarisation des jeunes de quinze et seize ans dans les États exigeant une scolarité de seize ans avec les taux de scolarisation dans les États exigeant une scolarité de dix-sept ans, Angrist et Krueger (1991) ont constaté un plus grand baisse de la scolarisation des jeunes de seize ans dans les États qui autorisent les jeunes de seize ans à quitter l'école que dans les États qui obligent les jeunes de seize ans à fréquenter l'école.

L’éventail de preuves présentées par les auteurs établit que les lois sur la scolarité obligatoire augmentent les résultats scolaires des personnes couvertes par ces lois. Ainsi, on considère que les élèves qui fréquentent l’école plus longtemps, en raison de la scolarité obligatoire, perçoivent des revenus plus élevés du fait de leur niveau d’éducation plus élevé. Les résultats des estimations des moindres carrés en deux étapes suggèrent que les hommes qui sont tenus de fréquenter l’école en vertu des lois sur la scolarité obligatoire reçoivent des salaires plus élevés en raison de leur niveau d’instruction supérieur. Le rendement monétaire estimé d’une année supplémentaire de scolarité pour ceux qui sont tenus de fréquenter l’école en vertu des lois sur la scolarité obligatoire est d’environ 7,5 %, ce qui n’est guère différent de l’estimation ordinaire des moindres carrés du rendement de l’éducation pour tous les travailleurs de sexe masculin.

Pour vérifier si la relation éducation-salaire résulte réellement de la scolarité obligatoire, les auteurs ont exploré la relation entre le revenu et la date de naissance pour le sous-échantillon de diplômés. Étant donné que ces personnes n'étaient pas contraintes par les exigences de scolarité obligatoire, elles constituent un groupe témoin naturel pour vérifier si la date de naissance affecte les revenus pour des raisons autres que la scolarité obligatoire. Les résultats de cette exploration suggèrent qu’il n’existe aucune relation entre le revenu et la date de naissance pour les hommes qui ne sont pas limités par la scolarité obligatoire. Cela renforce l’interprétation selon laquelle l’estimation par les moindres carrés en deux étapes du rendement de l’éducation reflète l’effet de la fréquentation scolaire obligatoire.

Leçons de politique publique

Angrist et Krueger (1991) soutiennent que la variation de l'éducation en fonction de la date de naissance se produit parce que certains individus, par hasard de leur date de naissance, sont obligés de fréquenter l'école plus longtemps que d'autres en raison de la scolarité obligatoire. En utilisant la saison de naissance comme instrument d’éducation dans une équation des revenus, les auteurs ont découvert une similitude frappante entre les estimations par les moindres carrés ordinaires et les estimations par les moindres carrés en deux étapes du rendement monétaire de l’éducation. Les différences entre les estimations ne sont généralement pas statistiquement significatives, et toute différence qui existe tend à suggérer que les variables omises ou les erreurs de mesure en matière d’éducation peuvent induire un biais à la baisse dans l’estimation MCO du rendement de l’éducation. Ces données jettent le doute sur l’importance du biais lié aux variables omises dans les estimations MCO du rendement de l’éducation, du moins pour les années de scolarité proches de la scolarité obligatoire.

Par conséquent, les résultats confortent l’idée selon laquelle les élèves qui sont tenus de fréquenter l’école plus longtemps en raison des lois sur la scolarité obligatoire reçoivent des salaires plus élevés en raison de leur scolarité supplémentaire. En outre, il a été identifié que les lois sur l’éducation obligatoire sont efficaces pour forcer certains élèves à fréquenter l’école.

Références

ANGRIST, Joshua D. ; KEUEGER, Alan B. La fréquentation scolaire obligatoire affecte-t-elle la scolarité et les revenus ?. Le Journal trimestriel d'économie , vol. 106, non. 4, p. 979-1014, 1991.