ARTÍCULOS ORIGINALES

Asignación Universal por Hijo para Protección Social: impacto sobre el bienestar económico y el desarrollo humano de la infancia

Asignación Universal por Hijo para Protección Social: Impact on Economic Welfare and Childhood Human Development

 

Agustín Salvia*
Ianina Tuñón**
Santiago Poy***

* Sociólogo y Magíster en Ciencias Políticas y Sociales (Universidad Nacional Autónoma de México) y Doctor en Ciencia Social (El Colegio de México). Es Investigador Principal del Consejo Nacional de Investigaciones Científicas y Técnicas, Coordinador general e investigador jefe del Programa del Observatorio de la Deuda Social Argentina de la Universidad Católica Argentina y Director del Programa Cambio Estructural y Desigualdad Social con sede en el Instituto de Investigaciones Gino Germani de la Facultad de Ciencias Sociales de la Universidad de Buenos Aires (Argentina). Es docente de grado y posgrado en distintas universidades nacionales y extranjeras. Sus temas de investigación incluyen la desigualdad social, el mercado de trabajo y la reproducción social. Correo electrónico: agsalvia@retina.ar
** Socióloga, Magíster en Investigación Social y Doctora en Ciencias Sociales (Universidad de Buenos Aires). Es Coordinadora del Barómetro de la Deuda Social de la Infancia del Programa del Observatorio de la Deuda Social Argentina de la Universidad Católica Argentina, y docente e investigadora de la Universidad Nacional de La Matanza, de la Universidad Nacional de Tres de Febrero y Universidad Católica Argentina (Argentina). Sus investigaciones y publicaciones están focalizadas en aspectos del desarrollo humano y social de las infancias desde un enfoque de derechos. Correo electrónico: ianina_tunon@uca.edu.ar
*** Sociólogo (Universidad de Buenos Aires), Becario Doctoral del Consejo Nacional de Investigaciones Científicas y Técnicas en el Observatorio de la Deuda Social Argentina de la Universidad Católica Argentina, y docente de la Carrera de Sociología de la Universidad de Buenos Aires (Argentina). Sus temas de investigación están orientados al estudio del mercado de trabajo y la reproducción de los hogares. Correo electrónico: santiago_poy@uca.edu.ar

RECIBIDO: 19/12/14
ACEPTADO: 01/06/15

 

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RESUMEN

El artículo propone estimar el impacto de la Asignación Universal por Hijo sobre el bienestar económico de la infancia, la seguridad alimentaria, la escolarización, y el trabajo infantil. Se realiza una evaluación cuasi-experimental a través de un método de apareamiento denominado propensity score matching. Los datos provienen de las bases apiladas de la Encuesta de la Deuda Social Argentina del Programa del Observatorio de la Deuda Social Argentina para los años 2010, 2011 y 2012. El artículo presenta evidencias acerca del impacto positivo de la Asignación Universal por Hijo y señala efectos específicos para ciertos grupos de la población cubierta por el programa.

Palabras clave: Infancia; Evaluación de impacto; Desarrollo humano; Programas de transferencias condicionadas

ABSTRACT

The article aims to estimate the impact that the national social program "Asignación Universal por Hijo" has had on children's economic welfare, food security, school attendance and child labor. A quasi-experimental evaluation was made, using the propensity score matching method. The study's data come from the "Encuesta de la Deuda Social Argentina", a survey conducted by "Programa del Observatorio de la Deuda Social Argentina" for 2010, 2011 and 2012. The article shows that the project has had a positive impact and also points out specific effects on certain population subgroups.

Key words: Childhood; Impact evaluation; Human development; Conditional cash transfer programs

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Presentación¹

A mediados de los años noventa en países como Brasil y México se comenzaron a implementar los llamados programas de transferencia de ingresos, que en sus versiones actuales conocemos como Bolsa Familia y Oportunidades, respectivamente. Estas iniciativas, como tantas otras desarrolladas en los países de la región², tuvieron como principal objetivo de corto plazo reducir la pobreza, y como objetivo de mediano y largo plazo el desarrollo de capital humano a través de la tríada alimentación, salud y educación.
En el caso de la Argentina, el antecedente asimilable a las experiencias latinoamericanas mencionadas fue el programa Familias para la inclusión social de 2004, que surgió como un desprendimiento de lo que fue el primer programa de transferencia de ingresos masivo y que se conoció como Plan Jefes y jefas de Hogares Desocupados. El programa Familias para la inclusión social fue un programa focalizado, de alcance geográfico y cobertura limitados en comparación con las experiencias regionales mencionadas.
En el marco de la crisis internacional de 2009, y de un progresivo estancamiento de la creación de empleo pleno, el Estado argentino amplió el régimen de protección social dirigido a la población en situación de vulnerabilidad a través de la Asignación Universal por Hijo para Protección Social (AUH). Se trata de un programa de alcance nacional y cobertura universal para todos los niños y niñas menores de dieciocho años de edad cuyos padres se encuentran insertos en empleos no regulados. A diferencia de otros regímenes de la región, la AUH constituye una parte integrada del sistema de seguridad social y se encuentra gestionado por la Administración Nacional de la Seguridad Social (ANSES), conformando lo que este organismo denomina el "piso de protección social argentino" (ANSES, 2012: 12), de igual modo que las prestaciones de carácter contributivo (jubilaciones y pensiones) y otras de carácter no contributivo.
Este programa fue promulgado por medio de un decreto de necesidad y urgencia (Decreto 1602/2009)³ y constituye un punto de inflexión en el sistema de protección social, complementando el régimen de asignaciones familiares existente -definido por la Ley N° 24.714- y dirigido a los trabajadores formales. En abril de 2013, 3,3 millones de niños, niñas y adolescentes recibían la Asignación Universal por Hijo, y el programa se estima que representaba 0,6% del Producto Interno Bruto (Observatorio de la Seguridad Social, 2014; Perczyk, 2014).
En esta línea, este artículo se propone la evaluación de los efectos que, sobre el bienestar económico y el desarrollo humano de la infancia⁴, tuvo la Asignación Universal por Hijo durante el período 2010-2012 de su implementación.⁵
Actualmente, la AUH consiste en una prestación familiar no contributiva, que combina una transferencia de ingresos en efectivo con condicionalidades orientadas a promover la documentación, la salud y la educación de los niños y adolescentes en situación de vulnerabilidad social.
Los hallazgos acerca del impacto de los programas de transferencias condicionadas existentes en otros países de la región indican que los mismos han tenido efectos favorables en el nivel de consumo total de los hogares pero también en la composición de dichos consumos. Estas evaluaciones señalan que los hogares destinan más dinero al consumo de alimentos de mejor calidad y más nutritivos (Angelucci & Attanasio, 2009; Macours & Vakis, 2008; Schady & Rosero, 2008). Asimismo, otros estudios indican que el impacto de las transferencias monetarias ha sido positivo en la escolarización. Así lo evidencian los casos de Brasil, con el programa Bolsa Familia; en Colombia, con el programa Familias en Acción; y en México con Progresa-Oportunidades (Cecchini, 2014). Por su parte, las evidencias construidas a nivel regional no son concluyentes cuando se trata de estimar el impacto en aspectos que no representan una condicionalidad de los programas, como ocurre, por ejemplo, con el trabajo económico. En efecto, para el caso brasileño, un reciente estudio de la Organización Internacional del Trabajo (2014) señala que el plan Bolsa Familia, integrado con el Programa de Erradicación del Trabajo Infantil (PETI), tuvo efectos positivos en este sentido. No obstante, un trabajo de Cacciamali et al. (2010) indica el efecto no significativo del programa en la reducción del trabajo infantil. En el caso de México, González de la Rocha (2014) encontró, a lo largo de más de una década de evaluación cualitativa del Progresa-Oportunidades, que no hay una reducción del trabajo de niños y adolescentes. En sentido contrario, un trabajo cuantitativo de Understanding Children's Work, de Naciones Unidas (2012:63), encuentra un efecto significativo del programa en la reducción de la participación laboral de los niños, aunque dicho efecto se reduce entre los adolescentes.
En el marco de estos antecedentes, es esperable un incremento de los ingresos monetarios per-cápita familiares del niño como efecto de la percepción de la transferencia económica de la AUH. Sin embargo, cabe preguntarse sobre la magnitud de dicha contribución y los efectos diferenciados según características sociodemográficas y sociales de los hogares, los niños y adultos de referencia. Al mismo tiempo, cabe indagar sobre los efectos de la AUH en la capacidad de los hogares para garantizar la seguridad alimentaria de los niños. En este sentido, si bien es esperable un incremento del ingreso per-cápita familiar y en tal sentido un incremento de la capacidad de consumo de los hogares, cabe preguntarse en qué medida dicha capacidad fue orientada de modo prioritario al consumo de alimentos.
Por otra parte, aun cuando los antecedentes indican que el efecto sobre la escolarización suele ser significativo como resultado de la condicionalidad asociada a la transferencia, parece relevante no sólo poder dar cuenta del impacto estimado en la población entre cinco y diecisiete años e impactos diferenciados según atributos de los hogares y sus miembros, sino también en los diferentes ciclos educativos. Sin duda, el mayor desafío de escolarización en la Argentina se encuentra en la educación secundaria.⁶
Por último, cabe preguntarse sobre el impacto del programa en la propensión al trabajo económico en niños entre cinco y diecisiete años. Si bien la AUH no tiene como condición para su percepción que los niños no trabajen, se conjetura que, dada la condicionalidad de la escolarización y el mayor ingreso de los hogares, la propensión al trabajo infantil podría haber experimentado una merma. Sin embargo, también es plausible conjeturar que en el marco de las estrategias de sobrevivencia de los hogares la AUH no es suficiente ingreso para suplantar los ingresos que aportan los miembros niños, niñas y adolescentes.
La evaluación de impacto de la AUH se lleva adelante por medio de un diseño cuasi-experimental. A través de una metodología de propensity score matching (PSM), se construye un grupo de comparación similar, en una serie de atributos claves, al grupo perceptor, lo que permite estimar los efectos específicamente originados en la participación. Para ello, se utilizan las bases apiladas de la Encuesta de la Deuda Social Argentina (EDSA), relevada por el Programa del Observatorio de la Deuda Social Argentina, correspondientes a los cuartos trimestres de los años 2010, 2011 y 2012.

Metodología y fuente de datos

La evaluación de impacto de la AUH implica, desde el punto de vista teórico, la determinación de causalidad entre la participación en el programa y los resultados. Se busca conocer cuál fue el efecto debido exclusivamente a la percepción del beneficio, controlando otros factores. De esta manera, el efecto del programa para el individuo i será:

Sin embargo, el problema básico de la inferencia causal es que no podemos observar los resultados de un programa en los mismos individuos tanto antes como después de la aplicación del programa. Es esta imposibilidad la que conduce a la construcción de un caso contrafáctico, que sea similar en todos los atributos al individuo tratado excepto en que no participó del programa. Para ello se redefine el problema, pasando del nivel individual al nivel poblacional y, así, se estima el valor medio de o algún aspecto de su distribución (Heckmanet al., 1989).A nivel poblacional, el parámetro objeto de interés es el efecto promedio del tratamiento sobre los tratados (average treatment on the treated, ATT):

Donde D es una variable dummy que indica la participación (1) o no participación (0) en el programa. El parámetro ATT mide la ganancia media de quienes participan en un programa respecto de la situación que habrían experimentado sin participar. El primer término de la ecuación es conocido, mientras que el segundo no lo es y debe ser estimado. Para ello se precisa construir un contrafactual, es decir, un grupo de comparación adecuado, a partir del cual estimar el resultado sin participación.
Si bien el método experimental soluciona el problema de la evaluación construyendo un grupo de control de forma aleatoria (Burtless, 1985), algunos de los sesgos de selección se pueden eliminar equiparando ambos grupos en términos de sus características observables. Dado que el emparejamiento a través de todas las características observables se complejiza si se trata de muchas dimensiones, Rosenbaum & Rubin (1983) propusieron el propensity scorematching (emparejamiento por coeficiente de propensión, PSM).⁷ El objetivo del método PSM es restablecer las condiciones de un experimento, construyendo un grupo de comparación adecuado al grupo experimental, siendo ambos grupos similares en términos de sus características observables. La hipótesis básica es que el sesgo de selección se elimina si se condiciona en las variables observables X (Heckman et al., 1995). Por tanto, el resultado de la participación en un programa es el mismo para participantes y no participantes, una vez que se ha controlado por dichas variables observables.
El PSM selecciona casos de control de acuerdo con las probabilidades pronosticadas de participación. Los participantes se equiparan a los no participantes sobre la base de su puntuación de la propensión,

Donde Zi es un vector de variables de control pre exposición. PSM usa P(Zi) para seleccionar las unidades de comparación. De Rosenbaum & Rubin (1983) se conoce que si (a) los Di son independientes a lo largo de todo i, y (b) los resultados son independientes de la participación dada P(Zi), entonces los resultados también son independientes de la participación dada P(ZL).⁸ En estas condiciones, la coincidencia exacta basada en P(ZL) elimina el sesgo de selección.⁹ Al igual que un experimento social, el efecto promedio del tratamiento se identifica no paramétricamente mediante la diferencia entre las medias muestrales de Yi^T e Yi^C para el grupo de comparación equiparado.¹⁰
Para la estimación del propensity score suele utilizarse un modelo logit. El apareamiento, es decir, la conformación del grupo de control, se hace por distintos métodos, aunque la lógica consiste en buscar al "vecino más próximo" de cada participante, es decir, aquel que minimice la fórmula:

En los resultados que se presentan en esta comunicación, se utilizó como criterio de apareamiento el caliper matching: el individuo seleccionado como control debía cumplir con el requisito de que la distancia entre su coeficiente de propensión y el del perceptor de la AUH fuera igual o menor a 0,0007. Para la obtención del propensity score se seleccionó a los niños entre cero y diecisiete años, en cuyos hogares los adultos responsables (padre y/o madre) tenían un empleo asalariado sin descuentos jubilatorios o eran no asalariados que no realizaban aportes, o desocupados e inactivos que no recibían otros programas de asistencia no contributiva. También se excluyeron del procedimiento a los niños en hogares cuyo padre o madre declaraba cobrar jubilación. En el interior de esta población que cumple con los criterios de elegibilidad del programa se procedió, por un lado, a la conformación del grupo experimental con los niños entre cero y diecisiete años que percibían, según expresaron sus adultos de referencia, la AUH; y por otro lado, con aquellos que no percibían la AUH se procedió a la conformación del grupo de control a través del método de apareamiento indicado.
Para la estimación del modelo logit y el índice de propensión, se consideraron las siguientes variables independientes: sexo y grupo de edad del niño, cantidad de niños en el hogar, entorno emocional de crianza, configuración familiar (hogar parental completo o incompleto) y núcleo familiar (extenso o no extenso), grupo de edad de la madre, máximo nivel educativo de la madre, origen migratorio y situación ocupacional del padre o la madre, cantidad de ocupados en el hogar, Necesidades Básicas Insatisfechas (NBI), espacio socio-residencial, régimen de tenencia de la vivienda, aglomerado urbano y año del relevamiento.¹¹
Ahora bien, a diferencia de un experimento social, (al menos en su forma más pura), el PSM obviamente presenta dudas sobre el sesgo de selección toda vez que se pueda postular la existencia de una variable latente que influya conjuntamente sobre la instrumentación y los resultados del programa (e invalidando el supuesto clave de independencia a ciertas condiciones hecho por el método PSM). Tampoco se puede suponer que la eliminación del sesgo de selección sobre la base de los observables significa necesariamente una reducción del sesgo total. Esto se debe a que una equiparación de la heterogeneidad a nivel de los rasgos observados no implica necesariamente resolver las diferencias no observadas. Una estimación adicional a la aplicación de este método surge de ajustar los indicadores de resultados a partir de un modelo de regresión (MCO o logit) que estime los indicadores de resultados (impacto) para el grupo experimental, controlando al resto de las variables introducidas para estimar el PSM. Esto tanto para controlar (neutralizar) los efectos generados por los sesgos de selección que sobreviven al matching, como para poder explorar en qué medida y sentido cada variable de estimación -controladas por el resto de las covariables observadas- condiciona de manera particular los resultados generales y específicos del tratamiento (heterogeneidad de impacto).¹²
Luego de la aplicación del apareamiento por PSM, se utilizaron pruebas no paramétricas de diferencias de medias y proporciones para muestras independientes que, sobre la base de la significancia del estadístico T, permiten determinar si ambos grupos fueron correctamente apareados o no. En el presente estudio, el PSM aplicado permitió aparear 3.527 casos participantes (de los 5.341 casos originales) con un resultado de igualación óptimo: ninguna de las variables observadas introducidas en el modelo mostró diferencias estadísticamente significativas entre la población con AUH y el grupo de control (Tabla A.6, en anexo).
Este ejercicio de PSM se realizó a partir de los microdatos de la EDSA del Programa del Observatorio de la Deuda Social Argentina de la Universidad Católica Argentina.¹³ Se utilizaron las bases apiladas 2010, 2011 y 2012. La EDSA es una encuesta multipropósito que registra información de hogares y sus componentes, individuos de dieciocho años y más, y de niños entre cero y diecisiete años. Quien responde el módulo de indicadores dirigidos a monitorear el grado de cumplimiento de los derechos del niño, es el padre, madre o adulto responsable de la crianza de los niños. Desde el año 2010 se realiza una pregunta específica orientada a identificar la población perceptora de la AUH a nivel de cada niño residente en el hogar.
A continuación, se realiza un análisis de las estimaciones de impacto de la AUH en el (a) ingreso per-cápita, (b) en la tasa de indigencia, (c) en la inseguridad alimentaria severa, (d) en la escolarización y (e) en el trabajo económico.¹⁴ Las definiciones operativas de estas variables de referencia y de las variables independientes consideradas en los modelos se encuentran en las Tablas A.1 y A.2 del anexo metodológico.

Resultados

a. Impacto sobre el Ingreso per cápita familiar del niño
Existen trabajos propios y ajenos anteriores que han mostrado que la percepción de la Asignación Universal por Hijo provoca un efecto positivo en el ingreso total de los hogares y en los ingresos per cápita familiares (Bustos et. al., 2011; Bustos et. al., 2012; Salvia et. al., 2013). En este punto, la aplicación de un diseño cuasi-experimental brinda la posibilidad de ganar precisión en la estimación de dicho impacto. El efecto a nivel del ingreso per cápita familiar del niño de la Asignación Universal por Hijo fue de $53,3.¹⁵ Esto constituye un incremento de 8,5% en los ingresos per cápita a favor del grupo experimental frente al grupo de control (Tabla 1).

Tabla 1 : Evaluación del impacto de la percepción de AUH sobre el Ingreso Per Cápita Familiar del niño por factores seleccionados en muestra apareada en niños y adolescentes entre cero y diecisiete años en áreas urbanas. Años 2010, 2011 y 2012. Diferencias de proporciones, diferencias porcentuales, diferencias de diferencias y pruebas de hipótesis entre grupo experimental y grupo de control. En pesos argentinos deflactados diciembre 2012

Nota. p-valor<0,1* / p-valor<0,05** / p-valor<0,01*** ©Categoría de comparación para las diferencias de diferencias.
Fuente. EDSA-Bicentenario 2010-2012. Observatorio de la Deuda Social Argentina.

El impacto positivo en términos absolutos de la AUH sobre los ingresos per cápita familiares de los niños tendió a ser mayor a medida que aumenta la edad ($53,7 y $47,9, entre niños de cero a cuatro y de cinco a doce, respectivamente, frente a $61,7 en el caso de niños de trece a diecisiete años). También se observó que el impacto positivo de la AUH en el grupo experimental fue menor en niños en hogares cuya referente mujer o madre era menor de veinticinco años. No obstante, cabe observar que las diferencias en el efecto del tratamiento en ningún caso resultaron estadísticamente significativas.¹⁶
En términos de la situación laboral del padre o la madre, se advierte que los niños en hogares en los que el adulto de referencia tenía una ocupación plena en sentido horario alcanzaron un impacto positivo más alto que el resto de las inserciones laborales en materia de ingreso per cápita familiar. Adicionalmente, no se verifican diferencias relevantes en términos del impacto en el ingreso per cápita familiar de los niños en hogares cuyo padre o madre eran subocupados horarios o estaban desocupados o inactivos. En este caso, las diferencias de diferencias tampoco fueron estadísticamente significativas.
Finalmente, se observó un mayor impacto en términos absolutos en el ingreso per cápita familiar de los niños cuyo hogar no presentaba una situación de Necesidades Básicas Insatisfechas, que entre los que sí se encontraban en dicha condición. Al igual que lo ocurrido con las variables mencionadas previamente, las diferencias de diferencias en el impacto no fueron estadísticamente significativas.
En resumen, el efecto de la percepción de la AUH sobre los ingresos per cápita familiares de los niños ha sido positivo. Sin embargo, no se reconocen impactos diferenciales estadísticamente significativos.

b. Impacto sobre la indigencia
El efecto positivo observado a nivel de los ingresos per-cápita familiares de los niños permite aventurar un impacto de similar dirección en la situación de indigencia de la infancia. Al respecto, se observa que 12,5% de los niños perceptores de la AUH se encontraba en dicha situación, mientras que ese porcentaje era de 19,7% en el grupo de control, es decir, una diferencia de 7,2 p.p. a favor del grupo experimental y una reducción relativa del riesgo (RRR) de 37% (Tabla 2).¹⁷

Tabla 2 : Evaluación del impacto de la percepción de AUH sobre la indigencia por factores seleccionados en muestra apareada en niños y adolescentes entre cero y diecisiete años en áreas urbanas. Años 2010, 2011 y 2012. Diferencias de proporciones, riesgos relativos, diferencias de diferencias y pruebas de hipótesis entre grupo experimental y grupo de control.

Nota. p-valor<0,1* / p-valor<0,05** / p-valor<0,01*** ©Categoría de comparación para las diferencias de diferencias.
Fuente. EDSA-Bicentenario 2010-2012. Observatorio de la Deuda Social Argentina.

En este sentido, se advierte que el impacto sobre la reducción de la indigencia fue bastante similar en términos de los distintos grupos de edad de los niños, y lo mismo ocurre si se considera la edad de la madre de los niños: en todos los casos, los chicos/as beneficiarios de la Asignación Universal por Hijo muestran una tasa de indigencia que es alrededor de 7 p.p. inferior a la de los no beneficiarios comparables. Al mismo tiempo, se puede observar que las diferencias de impacto entre grupo experimental y grupo de control respecto de las categorías de comparación no resultaron estadísticamente significativas.
Si se considera la situación laboral del padre o madre se registra un impacto positivo de la AUH más pronunciado en la reducción de la indigencia infantil en los hogares donde el adulto de referencia estaba desocupado o inactivo, o bien subempleado (una diferencia en el impacto positiva para el grupo experimental respecto del grupo de control de 11,6 y 9,7 p.p. respectivamente) y un menor efecto en aquellos casos en que tenía un empleo regular. La mayor acentuación del impacto de la AUH entre quienes tenían un adulto de referencia subocupado o bien desocupado o inactivo, fue estadísticamente significativa respecto del grupo de ocupados regulares.
Finalmente, resulta relevante marcar que el impacto de la percepción de la Asignación Universal por Hijo sobre la reducción de la indigencia es más acentuado entre los niños que residen en hogares con NBI que entre quienes no se encontraban en dicha situación (una brecha de 9,7 y 5,5 p.p. respectivamente).¹⁸ A su vez, la diferencia de la diferencia resultó estadísticamente significativa mostrando una mayor intensidad del efecto de la AUH en los niños con NBI. 

c. Impacto sobre la inseguridad alimentaria severa
Pese a los efectos positivos que ha tenido la AUH en los ingresos per-cápita familiares de los niños, el impacto sobre la inseguridad alimentaria severa ha sido menor en términos comparativos al observado en la tasa de indigencia (Tabla 3). En efecto, la prevalencia de inseguridad alimentaria severa en el grupo experimental fue de 10,7% y de 13,2% en el grupo de control, lo que significa un efecto positivo en términos absolutos de la AUH de 2,6 p.p. y una RRR de 19%. No obstante, los resultados son consistentes en mostrar que la participación en el sistema de AUH habría generado una efectiva, aunque no absoluta ni completa, reducción del riesgo de inseguridad alimentaria severa, el cual compromete el sostenimiento de la vida y el desarrollo humano y social de la infancia.

Tabla 3: Evaluación del impacto de la percepción de AUH sobre la inseguridad alimentaria severa por factores seleccionados en muestra apareada en niños y adolescentes entre cero y diecisiete años en áreas urbanas. Años 2010, 2011 y 2012. Diferencias de proporciones, riesgos relativos, diferencias de diferencias y pruebas de hipótesis entre grupo experimental y grupo de control.

Nota. p-valor<0,1* / p-valor<0,05** / p-valor<0,01*** ©Categoría de comparación para las diferencias de diferencias.
Fuente. EDSA-Bicentenario 2010-2012. Observatorio de la Deuda Social Argentina.

La reducción de la incidencia de la inseguridad alimentaria severa, en términos absolutos, fue bastante similar con independencia del grupo de edad del niño. A su vez, la diferencia de diferencias no fue significativa en esta variable de análisis. También se puede constatar una mayor reducción de la inseguridad alimentaria severa a medida que avanza la edad de la madre.
El impacto en la reducción de la inseguridad alimentaria severa fue mayor entre los niños cuyo padre o madre se encontraban desempleados o inactivos (una diferencia de 4 p.p. a favor del grupo experimental) o subempleados (una brecha de 2,8 p.p.) que entre aquellos que residían en hogares cuyo padre o madre tenía un empleo regular (2,1 p.p. a favor del grupo experimental). Las diferencias de diferencias fueron estadísticamente significativas en el caso en que los adultos de referencia eran subocupados, desocupados o inactivos, expresión de una mayor intensidad de las diferencias en el efecto del tratamiento.
Finalmente, se verificó que la reducción de la inseguridad alimentaria severa fue más alta entre los niños residentes en hogares con NBI que entre quienes no se encontraban en dicha situación (3,4 p.p. de reducción para los primeros frente a 1,9 p.p. en el caso de los segundos).Las diferencias de diferencias resultaron estadísticamente significativas entre las categorías de esta variable, tal como se verificó en el caso de la tasa de indigencia.

d. Impacto sobre la asistencia escolar
La gran mayoría de los programas de transferencias condicionadas implementados en América Latina han involucrado alguna cláusula relativa a la educación (Cecchini, 2014: 56). En este mismo sentido, la AUH tiene como condicionalidad la asistencia de los niños y adolescentes al sistema educativo formal de gestión pública obligatorio entre los cinco y los diecisiete años. En la Argentina, la escolarización entre los cinco y doce años es casi plena, mientras que el desafío de inclusión se localiza en los adolescentes en edad de cursar la educación secundaria. En este sentido, cabe preguntarse sobre el potencial de estas transferencias monetarias para garantizar el derecho a la educación en términos de escolarización, retención y terminalidad. En buena medida, esto permite analizar en qué grado los ingresos por concepto de AUH inciden en la definición de las estrategias de supervivencia del hogar y las decisiones con respecto a la educación de los chicos. Aquí vale la pena destacar un hecho adicional, y es que en los estratos sociales más bajos y en particular los que forman parte de los mercados laborales informales, el sistema escolar entra en competencia con otras formas de integración social y exigencias económicas de los hogares (empezar a trabajar para ayudar en las estrategias de reproducción).¹⁹
Tal como se desprende de la Tabla 4, la percepción de la AUH supuso una reducción de 6 p.p. la no asistencia escolar entre los niños pertenecientes al grupo experimental frente a sus pares del grupo de control, lo que supone una RRR de 63%. A nivel agregado, este impacto fue más favorable para los varones que para las mujeres, lo que se expresó en una reducción absoluta de 6,9 p.p. para los primeros y de 5 p.p. para los segundos y en una diferencia estadísticamente significativa del efecto del programa en un caso y en el otro.²⁰

Tabla 4: Evaluación del impacto de la percepción de AUH sobre la no asistencia escolar por factores seleccionados en muestra apareada en niños y adolescentes entre cinco y diecisiete años en áreas urbanas. Años 2010, 2011 y 2012. Diferencias de proporciones, riesgos relativos, diferencias de diferencias y pruebas de hipótesis entre grupo experimental y grupo de control.

Nota. p-valor<0,1* / p-valor<0,05** / p-valor<0,01*** ©Categoría de comparación para las diferencias de diferencias.
Fuente. EDSA-Bicentenario 2010-2012. Observatorio de la Deuda Social Argentina.

El impacto absoluto fue significativamente mayor en la reducción de la inasistencia entre los niños y adolescentes en edad de asistir a la escuela secundaria que entre quienes aquellos en edad de asistir a la escuela primaria (12,1 p.p. en el grupo de trece a diecisiete años frente a 2,2 p.p. en el grupo de edad de cinco a doce años). Por su parte, la diferencia de efecto del tratamiento entre un grupo de edad y el otro fueron estadísticamente significativas.
Como un efecto derivado, se observa que el mayor impacto absoluto sobre la asistencia escolar se ubica en los hogares cuyas madres son mayores de treinta y cinco años (que son aquellos hogares en los que hay presencia de niños adolescentes, los más beneficiados en materia de asistencia escolar, como ya se indicó).
En cuanto a la inserción laboral del padre o madre de los niños, se advierte que aquellos niños cuyo padre o madre eran desocupados e inactivos, mostraron una reducción de la no asistencia escolar de 8,6 p.p., mientras que aquellos cuyo padre o madre tenía un empleo regular exhibieron una reducción de la no asistencia de 6,1 p.p., frente a los subempleados, cuyo reducción fue de 3,8 p.p. Las diferencias de diferencias resultaron estadísticamente significativas.
Finalmente, si se considera la presencia de NBI en el hogar, se verifica que la reducción de la inasistencia escolar fue mayor entre los niños en hogares con NBI (una merma de 6,8 p.p. frente a 5,5 p.p. de niños en hogares sin NBI), y la diferencia de diferencias resultó estadísticamente significativa.

e. Impacto sobre el trabajo infantil
A pesar de que la AUH no tuvo como objetivo directo la reducción del trabajo infantil, podría ocurrir que haya tenido un efecto positivo en ese sentido, por dos razones principales: en primer lugar, como efecto de la condicionalidad educativa, que entra en tensión con el trabajo económico o doméstico intensivo; en segundo lugar, la mejora de los ingresos familiares podría permitir que las familias no recurran a la fuerza de trabajo infantil como parte de sus estrategias de supervivencia. En el presente estudio se identifica un efecto positivo en la reducción de trabajo económico en niños y adolescentes entre cinco y diecisiete años (Tabla 5). El grupo experimental mostró una propensión al trabajo infantil que es de 2,6 p.p. menos que la registrada entre los niños del grupo de control, que se expresa en una RRR de 16%. Se observa que dicha reducción fue ligeramente superior entre los adolescentes de trece a diecisiete años que entre los niños de cinco a doce años en términos absolutos (4 y 1,4 p.p., respectivamente, de reducción a favor del grupo experimental), y las diferencias de diferencias fueron estadísticamente significativas.

Tabla 5: Evaluación del impacto de la percepción de AUH sobre el trabajo económico por factores seleccionados en muestra apareada en niños y adolescentes entre cinco y diecisiete años en áreas urbanas. Años 2010, 2011 y 2012. Diferencias de proporciones, riesgos relativos, diferencias de diferencias y pruebas de hipótesis entre grupo experimental y grupo de control.

Nota. p-valor<0,1* / p-valor<0,05** / p-valor<0,01*** ©Categoría de comparación para las diferencias de diferencias.
Fuente. EDSA-Bicentenario 2010-2012. Observatorio de la Deuda Social Argentina.

Por otro lado, no se observan diferencias sustantivas según la edad de la madre aunque el impacto de la AUH sobre la reducción del trabajo infantil parece incrementarse a medida que la madre del niño es mayor. En cuanto a la ocupación del padre o de la madre, el efecto de la AUH sobre la reducción del trabajo infantil fue mayor entre aquellos niños cuyo padre o madre tenía una ocupación regular o eran desocupados e inactivos que entre quienes se encontraban subocupados. Finalmente, resulta relevante indicar que la reducción del trabajo infantil fue mayor entre los niños residentes en hogares sin NBI que entre quienes sí estaban en esta situación (una reducción de 1,8y 3,1 p.p., respectivamente). A su vez, la diferencia en el efecto entre ambos grupos fue estadísticamente significativa. Esto último, permite conjeturar que la AUH tuvo un efecto significativo en la merma del trabajo infantil sobre las poblaciones menos vulnerables en términos de integración al mercado laboral y pobreza estructural.

Conclusiones

Este estudio da cuenta del impacto positivo que tuvo el programa AUH durante el período 2010-2012 sobre el ingreso per cápita familiar de los niños y adolescentes beneficiarios del mismo.
También destaca el resultado positivo que tuvo la AUH en materia de reducir el riesgo de pobreza extrema, y el impacto también positivo pero menor en la merma de la inseguridad alimentaria severa. Este impacto diferencial permite conjeturar que la AUH representa un ingreso monetario que los hogares utilizan para satisfacer diversas necesidades y no únicamente las alimentarias. Este es un indicador importante de sus limitaciones y la necesidad de programas específicos orientados a garantizar la seguridad alimentaria.
Sin duda, el efecto de la asignación sobre la escolarización ha sido muy positivo. Dicho impacto ha sido diferencial a favor de poblaciones especialmente vulnerables a la exclusión educativa como son los adolescentes en edad de cursar la escuela secundaria y los adolescentes varones. Dos hallazgos que se ponderan relevantes.
Por último, aunque sin dejar de tener efecto positivo, su impacto fue menor a la hora de reducir el trabajo infantil. Esto muy probablemente debido a que los montos transferidos no son suficientes para superar de manera acabada las demandas de inclusión social y económica de los sectores sociales más vulnerables en términos de su integración social y laboral. Justamente, el efecto diferencial permite reconocer que la merma se localizó en población adolescente en la que se reconoce una mayor propensión al trabajo económico pero en hogares más integrados al mercado laboral y sin necesidades básicas insatisfechas. En tal sentido, la AUH parece insuficiente para evitar el trabajo de niños y adolescentes cuando la situación de los hogares es inestable en términos de la empleabilidad de sus miembros adultos y en situación de necesidades básicas insatisfechas.
Sin lugar a dudas las transferencias monetarias constituyen una herramienta clave para dar asistencia, protección y/o garantizar un piso mínimo de inclusión social a casi un tercio de la población infantil de nuestro país. No obstante, la evidencia construida permite advertir que la misma es insuficiente para garantizar derechos esenciales para el sostenimiento y desarrollo de la vida como son la seguridad alimentaria y la escolarización plena. Sin duda, se requiere de políticas públicas más integrales en el campo de la salud, la educación y el empleo de los adultos.

Anexo metodológico

1. La Encuesta de la Deuda Social Argentina (EDSA)
La Encuesta de la Deuda Social Argentina, es una encuesta multipropósito que se realiza a nivel nacional desde el año 2004 hasta la actualidad una vez por año. Los estudios de la EDSA del Bicentenario 2010-2016 dieron inicio a una nueva etapa en la que la muestra amplió su marco de referencia y cuya medición anual se realiza cada cuarto trimestre del año. La EDSA se basa en un diseño muestral probabilístico polietápico con estratificación no proporcional y selección sistemática de viviendas y hogares en cada punto muestra. La muestra abarca diecisiete aglomerados urbanos de más de 80.000 habitantes: Área Metropolitana del Gran Buenos Aires (Ciudad de Buenos Aires y veinticuatro Partidos del Conurbano Bonaerense), Gran Córdoba, Gran Rosario, Gran Mendoza, Gran Salta, Gran Tucumán y Tafí Viejo, San Rafael, Mar del Plata, Gran Paraná, Gran San Juan, Gran Resistencia, Neuquén-Plottier, Zárate, Goya, La Rioja, Comodoro Rivadavia, Ushuaia y Río Grande. Se trata de una muestra de hogares con un tamaño muestral de 5700 casos que se distribuyen en 950 puntos muestrales. A partir de esta encuesta se releva información de hogares, adultos de dieciocho años y más y de los niños y adolescentes entre cero y diecisiete años. Los formularios de la EDSA y especificaciones técnicas sobre el diseño muestral se pueden consultar en www.uca.edu.ar/observatorio.
La muestra a partir de la cual se conformó el grupo experimental y el grupo de control a partir del procedimiento de apareamiento fue realizado con base en las muestras apiladas de la EDSA 2010, 2011 y 2012. En estas tres mediciones se incluyeron preguntas que buscaron identificar a la población perceptora de la AUH.

2. Modelos de regresión: variables y definiciones operativas
A continuación se presenta un cuadro resumen con las variables dependientes e independientes incluidas en los modelos de regresión lineal y logística según correspondieran a partir de los cuales se realizó el ajuste de las estimaciones de impacto. El impacto estimado ajustado por regresión es presentado en las Tablas 1 a 5 en el cuerpo del documento.
Se realizaron cinco (5) modelos de regresión a partir de los cuales se buscó realizar las estimaciones de impacto de la AUH: (1) en el ingreso per-cápita, (2) en la tasa de indigencia, (3) en la inseguridad alimentaria severa, (4) en la escolarización y (5) en el trabajo económico infantil. Los modelos de referencia son presentados en este mismo anexo en las tablas A.3, A.4, y A.5.

Tabla A.1: Variables dependientes consideradas en los modelos de regresión

Notas. (a) Los ingresos fueron deflactados a pesos de diciembre de 2012. (b) Niños en hogares por debajo de la línea de indigencia. La tasa de indigencia fue estimada por el Programa del Observatorio de la Deuda Social Argentina tomando como referencia la canasta que presenta la misma composición que la canasta oficial pero con un nivel de precios alternativo. La canasta básica alimentaria por adulto equivalente considerada fue de $284 en 2010, $355 en 2011 y $451 en 2012. (c) Inseguridad alimentaria severa: niños en hogares en los que se expresó haber sentido hambre por falta de alimentos en los últimos doce meses por problemas económicos (Salvia et al, 2012). (d) Niños entre cinco y diecisiete años que ayudaron en un trabajo a un familiar o conocido, o hicieron alguna actividad por su cuenta para ganar dinero desempeñándose como empleado o aprendiz en los últimos doce meses.

Tabla A.2: Variables independientes consideradas en los modelos de regresión

Notas. (e) Niños en hogares en los que se utiliza la violencia y/o verbal como forma de disciplinar. (f) Necesidades Básicas Insatisfechas (NBI): niños en hogares que presentan al menos una de las siguientes privaciones: tres o más personas por cuarto habitable, habitar una vivienda de tipo inconveniente (pieza de inquilinato, vivienda precaria), hogares sin ningún tipo de retrete, hogares con algún niño en edad escolar (seis a doce años) que no asisten a la escuela, y hogares con 4 o más personas por miembro ocupado y/o cuyo jefe tuviera como máximo nivel educativo hasta primaria completa. (g) Informal: forma de urbanización en donde no intervino la planificación y la regulación estatal, sino que se produjo a partir de la toma de tierras (privadas o fiscales) y la autoconstrucción del hábitat y la vivienda, predominando la modalidad irregular sobre la tenencia de la vivienda y el terreno. Formal de nivel bajo: forma de urbanización en la que intervino la planificación y la regulación estatal, la construcción y la infraestructura urbana. Se trata de barrios donde existe una falta estructural de inversión en mantenimiento y mejora del espacio, y en donde se radica población de estratos medios bajos y bajos. Formal de nivel medio: forma de urbanización en la que intervino la planificación y la regulación estatal, con un mayor nivel de inversión pública en mantenimiento y mejora del espacio, a la vez que con inversiones inmobiliarias privadas que valorizan el suelo y los inmuebles. En estos barrios se radica la clase media profesional y comercial de la ciudad.
Fuente. Elaboración propia con base en los indicadores de la EDSA-Bicentenario 2010-2012. Observatorio de la Deuda Social Argentina.

Tabla A.3: Modelo para la estimación ajustada del impacto de la percepción de AUH sobre el Ingreso Per Cápita Familiar del niño, en muestra apareada de niños/as y adolescentes entre cero y diecisiete años en áreas urbanas. Años 2010, 2011 y 2012

Notas. © Categoría de comparación.
Fuente. EDSA-Bicentenario 2010-2012. Observatorio de la Deuda Social Argentina.

Tabla A.4: Modelo para la estimación ajustada del impacto de la percepción de AUH sobre la indigencia y la seguridad alimentaria, en muestra apareada de niños/as y adolescentes entre cero y diecisiete años en áreas urbanas. Años 2010, 2011 y 2012

Notas. © Categoría de comparación.
Fuente. EDSA-Bicentenario 2010-2012. Observatorio de la Deuda Social Argentina.

Tabla A.5: Modelo para la estimación ajustada del impacto de la percepción de AUH sobre la no asistencia escolar y el trabajo infantil, en muestra apareada de niños/as y adolescentes entre cinco y diecisiete años en áreas urbanas. Años 2010, 2011 y 2012

Notas. © Categoría de comparación.
Fuente. EDSA-Bicentenario 2010-2012. Observatorio de la Deuda Social Argentina.

Tabla A.6: Pruebas T de diferencias de proporciones de los factores considerados en el modelo logit para el cálculo del índice de propensión entre el grupo experimental con AUH y el grupo de control sin AUH

Fuente. EDSA-Bicentenario 2010-2012. Observatorio de la Deuda Social Argentina.

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NOTAS

1 Los autores agradecen las valiosas opiniones y sugerencias realizadas por dos revisores anónimos que han permitido mejorar el presente artículo. Una versión anterior de este artículo fue presentada en las VIII Jornadas de Sociología de la Universidad Nacional de La Plata, realizadas en la ciudad de La Plata, entre el 3 y el 5 de diciembre de 2014.

2 En el escenario latinoamericano se reconocen experiencias como: Familias en Acción (Colombia), Bono Solidario (Ecuador), Tekoporá (Paraguay), entre otros. Véase Cecchini (2014).

3 Para lograr el beneficio de la AUH el adulto responsable (padre, madre o tutor) y el niño/a deben tener Documento Nacional de Identidad y, además, cumplir con un mínimo de tres años de residencia en el país si fueran extranjeros. Asimismo, no deben recibir otros programas de asistencia no contributiva o asignaciones familiares contributivas, y ser desocupados, trabajadores de temporada, monotributistas sociales, trabajadores no registrados o empleadas domésticas cuyos ingresos no superan el salario mínimo vital y móvil. La modalidad de pago de la AUH se ajusta al cumplimiento por parte de los padres de ciertos requisitos que actúan como incentivos para la inversión en el capital humano de sus hijos (fundamentalmente, educación y salud). El 80% de la contribución económica es abonado de manera mensual y el 20% restante es acumulado y abonado anualmente cuando se certifique que el niño concurrió a la escuela durante el ciclo escolar y cumplió con los controles sanitarios y el plan de vacunación.

4 Con el propósito de evitar las reiteradas aclaraciones en términos de género, se aclara que la referencia a niños incluye tanto a varones como mujeres. Adicionalmente, se aclara que, en el marco de este trabajo, se considera niño todo ser humano menor de dieciocho años de acuerdo a lo estipulado por la Convención de los Derechos del Niño (CDN) en su Artículo 1. En el presente texto se utilizarán como sinónimos las siguientes denominaciones: "infancia y adolescencia", "niños y adolescentes" y "menores de dieciocho años de edad".

5 Respecto del universo al que remite la implementación de la AUH, el Artículo 5 del Decreto 1602/2009 establece la incorporación como artículo 14 bis de la Ley Nº 24.714 y sus modificatorios, el siguiente: "ARTICULO 14 bis.- La Asignación Universal por Hijo para Protección Social consistirá en una prestación monetaria no retributiva de carácter mensual, que se abonará a uno solo de los padres, tutor, curador o pariente por consanguinidad hasta el tercer grado, por cada menor de DIECIOCHO (18) años que se encuentre a su cargo o sin límite de edad cuando se trate de un discapacitado; en ambos casos, siempre que no estuviere empleado, emancipado o percibiendo alguna de las prestaciones previstas en la Ley Nº 24.714, modificatorias y complementarias". No obstante y si bien está previsto que las personas de toda edad con discapacidad puede ser beneficiarias de la AUH, a los fines de la presente investigación, solo se han considerado los casos correspondientes a la población menor de dieciocho años de edad.

6 En la Argentina, se estimó a partir del último Censo de Población de 2010 que la no asistencia a la educación secundaria en población entre trece a diecisiete años era de 10,9%. Asimismo, que en el período 2009-2010 se registró una tasa de promoción efectiva en la educación secundaria de 78,2% en los primeros tres años y 77,1% en los últimos tres años. Al tiempo que la tasa de sobreedad se calculó en 38,5% y 38% en los primeros y últimos años del ciclo, respectivamente (DINIECE, 2012). Esta información permite advertir la magnitud de los desafíos en el ejercicio del derecho a la educación.

7 Los métodos no experimentales más utilizados para tal fin es el matching, la diferencia-en-diferencias y el método de variables instrumentales. Cada uno trata de eliminar el sesgo de selección, es decir, las diferencias entre el grupo de participación y el grupo de control. En el matching se supone que las diferencias se producen en características observables; cuando se trata de características inobservables se utiliza el método de diferencia-en-diferencias mientras que, en el caso de variables instrumentales, existe una variable -denominada instrumento- que identifica el efecto del tratamiento para una determinada población. Asimismo, es importante aclarar que se trata de un estudio de impacto de diferencias únicas y no de doble diferencia como el que se podría estimar en un estudio panel de tipo longitudinal.

8 Para ver una declaración y prueba reciente del teorema de Rosenbaum-Rubin, ver Imbens (2004).

9 Para ver información sobre la eficiencia de PSM respecto de la equiparación de covariables, ver Angist et al., (2004).

10 El PSM crea la analogía observacional de un experimento social en el cual todos tienen las mismas probabilidades de participación. La diferencia radica en que en PSM, es la probabilidad condicional (condicional en Z) la que es uniforme entre los participantes y los comparadores elegidos, mientras que la aleatoriedad garantiza que los grupos de participantes y de comparación sean idénticos en términos de la distribución de las características observadas y no observadas.

11 Ver en anexo Tabla A.2. con definiciones operativas de las variables observadas, sus valores y categorías.

12 Ver en el anexo las Tablas A.3, A.4 y A.5 con los modelos de regresión ajustados.

13 Ver en anexo metodológico características de la EDSA y de la muestra.

14 Cabe mencionar que las ventanas de tiempo de referencia en algunas delas variables dependientes consideradas varían respecto del utilizado en el indicador de percepción de la AUH. Las variables Inseguridad Alimentaria Severa y Trabajo Infantil tienen como ventana de referencia los últimos doce meses, mientras que la pregunta sobre percepción de la AUH es al momento de la entrevista. Si bien este desfasaje puede generar un error de medición, el mismo se estima poco significativo en tanto la población beneficiaria es estable en torno a los 3,3 millones de niños beneficiarios en el período 2010-2012.

15 Los valores en pesos fueron deflactados a diciembre de 2012. El sistema de AUH le reportaba a los hogares en el cuarto trimestre de 2012 aproximadamente $272.- por niño/a (80% de la asignación total que era de $340)-. Recordemos que el 80% de la contribución económica es abonado de manera mensual y el 20% restante es acumulado y abonado anualmente cuando se certifique que el niño/a concurrió a la escuela durante el ciclo escolar y cumplió con los controles sanitarios y el plan de vacunación.

16 Se hace referencia aquí a las diferencias de diferencias. Este valor permite analizar cuál es la diferencia entre grupo experimental y el grupo de control en una categoría de la variable de interés (por ejemplo, un intervalo de edad), y comparar dicha diferencia con la que existe en otra categoría de la misma variable. Este tipo de análisis permite observar si el efecto del tratamiento, una vez estandarizado a través de un modelo de regresión, se vuelve más acentuado en un grupo que en otro, lo que brinda más elementos para la especificación del análisis.

17 El riesgo relativo (RR) es un cociente entre el riesgo existente en el grupo experimental y el riesgo en el grupo de control, entendiendo por riesgo la proporción de individuos de un grupo que se encuentra sometido a algún evento (por ejemplo, la indigencia, la inseguridad alimentaria severa o la no asistencia escolar) frente a quienes no lo están. En este marco, la reducción relativa del riesgo (RRR), de uso habitual en estudios epidemiológicos, permite medir cuánto se reduce el riesgo relativo en el grupo experimental en relación con el grupo de control, y resulta de la expresión RRR= 1-RR

18 Aunque la reducción relativa del riesgo muestra una dirección inversa de esta relación. Es pertinente remarcar que la reducción en términos absolutos (o diferencia única en puntos porcentuales) no necesariamente habrá de concurrir en la misma dirección que la reducción relativa del riesgo. Mientras que el primer indicador constituye una diferencia simple, el segundo constituye un cociente que, como tal, no toma en cuenta los valores absolutos sino su relación. Es por ello que bien puede ocurrir que una reducción absoluta más favorable para un grupo coincida con una reducción relativa más favorable en otra dirección. Por las mismas razones, los valores obtenidos pueden ser significativos en un caso y no en otro

19 Al respecto, estudios cualitativos promovidos por el Ministerio de Educación de la Nación (2011: 18 y ss.) señalan que la percepción de la AUH habría impactado no tanto en la matrícula como en una "recuperación de la concurrencia" de estudiantes que debían abandonar sus estudios por motivos económicos, a la vez que habría una fuerte retención o freno de la deserción.

20 Si bien no son comparables por utilizar diseños metodológicos diferentes, estos resultados están en línea con los hallazgos acerca del impacto de los programas de transferencias condicionadas existentes en otros países de la región en materia de asistencia escolar. En Brasil, con una metodología de diferencias en diferencias, se encontró una reducción de entre 4,1 y 4,5% en la no asistencia escolar a favor de los beneficiarios del programa Bolsa Familia. En igual sentido, otro estudio del caso brasileño señala que se incrementó la asistencia en 3 p.p. entre los perceptores del programa, lo que significó una reducción de 36% de la no asistencia, entre niños y adolescentes de seis a dieciséis años (Costa Lobato, 2014: 186). En Colombia, con un diseño panel, se verificó un incremento de la asistencia escolar, en primaria, de 2 p.p. y en el nivel secundario, de 5 p.p., a favor de los perceptores del programa Familias en Acción. En México, se observó con un diseño de apareamiento, similar al utilizado aquí, una ventaja de 17 p.p. a favor de los perceptores de Progresa-Oportunidades en términos de su asistencia escolar. Para una comparación de resultados, véase Cecchini (2014: 82-84).