Introducción

Este trabajo se propone analizar el efecto de las transferencias de dinero realizadas por el Estado argentino a través del Programa Asignación Universal por Hijo para la Protección Social (en adelante AUH), sobre las privaciones educativas de niñas y niños, expresadas a través de la no asistencia a la escuela, la asistencia irregular o sobreedad, la repitencia, el abandono y/o la terminalidad con retraso. Se pone énfasis en las diferencias entre niñas y niños con el propósito de evaluar si la AUH tiene efectos diferentes por género, como lo muestran algunos estudios de impactos sobre la asistencia escolar (^{Marchionni & Edo, 2017}, por ejemplo). En este sentido el estudio que aquí se presenta contribuye a la literatura que analiza la relación entre logro educativo y género, pero desde la perspectiva de las privaciones.

La AUH se inscribe dentro de los genéricamente denominados Programas de Transferencias Condicionadas (PTC), dado que el dinero se entrega a cambio de alguna acción de la persona que lo recibe, por lo general el envío de niñas y niños a la escuela y el cumplimiento del calendario de vacunaciones. La casi totalidad de los países de América Latina y el Caribe tienen un programa de este tipo en marcha. Una lista completa y actualizada país por país puede hallarse en CEPAL (https://dds.cepal.org/bpsnc/), y un análisis completo de la situación de la región en Cecchini & Atuesta (²⁰¹⁷). La AUH comenzó en octubre de 2009 y es quizá el PTC más importante que tuvo el país, tanto por la cantidad de beneficiarios (casi 4 millones de niñas y niños), como por el peso que tiene la partida en el Producto Interno Bruto (0,5%, aproximadamente).

Para lograr el objetivo principal del presente estudio es necesario condensar las dimensiones educativas en un único indicador de “privación educativa”. La literatura encuentra impacto de la AUH sobre la asistencia a la escuela y advierte el escaso efecto (o efecto negativo en algunos casos) de la misma sobre otras dimensiones de logro, como la reducción de la asistencia y del abandono escolar. La pregunta que se plantea entonces es la siguiente: ¿las reducciones en algunas privaciones se compensan con aumentos en otras? Se puede mediante un índice que admita la multidimensionalidad del fenómeno y que condense todos los efectos.

La casi totalidad de investigaciones realizadas hasta la fecha sobre este programa usan como fuente de información la Encuesta Permanente de Hogares (EPH) que si bien presenta la gran ventaja de tener una estructura de panel no publica los resultados de la pregunta directa que permite identificar beneficiarios y/o titulares de cobro. También es escaso el análisis realizado desde la perspectiva de género, tema que se considera muy importante llegado el momento de evaluar la pertinencia y efectividad de reformas al actual sistema de condicionalidades o al diseño del programa, en este caso referidos ambos aspectos a la educación. Por su parte, hay muchos más aportes que analizan la relación entre educación y género, pero la gran mayoría de ellos se centra en indicadores de logro, tales como las calificaciones en matemática, lengua y ciencias que relevan encuestas tales como las pruebas PISA, TERCE y, en el caso de Argentina, los operativos nacionales de evaluación de la calidad educativa o las pruebas APRENDER.

Son estos los temas sobre el que pretende aportar el presente artículo. Por una parte, se propone generar un indicador sintético que dé cuenta de las privaciones conjuntas en múltiples dimensiones educativas: asistencia, calidad y terminalidad. Por otro, explorar con una base de datos que, como la Encuesta Nacional de Protección Social (ENAPROSS), permita identificar con precisión y de manera directa los beneficiarios del Programa. Por último, pero no por ello menos importante, destacar la dimensión de género en estas exploraciones, dado que existe abundante evidencia acerca del mejor logro educativo de las niñas comparadas con los niños, lo que en el presente contexto se traduciría en menores privaciones.

El documento se ha organizado según el siguiente plan. En la próxima sección se describen las características del programa con un detalle que permite a los lectores no argentinos conocer la AUH. En la sección siguiente se comenta la literatura más directamente relacionada con el tema abordado y que aplicó metodologías similares a las usadas en este estudio. Luego describe la fuente de datos y la estrategia metodológica. En la sección Resultados se presentan y discuten los resultados obtenidos. La última sección resume los principales hallazgos y enfatiza la importancia de incluir las consideraciones de género específicamente dirigidas al universo de beneficiarios de la AUH.

Características del Programa

El Programa AUH se crea mediante el Decreto Nº 1602 del 29 de octubre del año 2009, que incorpora a la Ley Nº 24.714, referida al Régimen de Asignaciones Familiares, un subsistema no contributivo denominado Asignación Universal por Hijo para Protección Social. La población foco de este programa son las niñas y niños (población menor de 18 años) residentes en el país que no tengan otra asignación familiar prevista por la Ley Nº 24.714 y que “pertenezcan a grupos familiares que se encuentren desocupados o se desempeñen en la economía informal”,¹ excepto aquellos cuyos ingresos superen el salario mínimo vigente.

El Decreto Nº 446 del año 2011 modificó el texto anterior e incluyó entre las beneficiarias a las mujeres embarazadas quienes pueden obtener los beneficios a partir de la semana 12 de gestación y hasta el momento del nacimiento o interrupción del embarazo. Desde el año 2016 por Decreto N° 593/16 se extendió el beneficio a los hijos de los monotributistas.² También pueden ser beneficiarios los hijos de empleadas domésticas, aun estando éstas registradas en la seguridad social. Además, para tener acceso a la AUH la niña o niño beneficiaria/o debe ser argentina/o, o bien hija/o de argentina/o nativa/o o por opción, naturalizada/o o residente legal.

La AUH consiste en una suma de dinero que se abona mensualmente a una de las personas mayores cuidadoras por cada menor de 18 años a su cargo, hasta un máximo de 5. No se aplica ese límite si se trata de una niña o niño con discapacidad. Dado que este trabajo se centra en indicadores educativos interesa tener en cuenta la condicionalidad en este ámbito. Para la entrega del dinero el programa exige que las niñas y los niños concurran a un establecimiento educativo. Si esta exigencia se cumple cada mes, el titular del cobro recibe el 80% del importe en forma de pagos mensuales, mientras que el restante 20% es depositado en una caja de ahorro y puede cobrarse una vez que se acreditan todos los requisitos.³ Una condicionalidad similar rige para las embarazadas quienes pueden cobrar ese 20% al finalizar el embarazo, siempre y cuando se hubiesen realizado los controles de salud requeridos.⁴

La AUH tiene una cobertura aproximada del 30% de la población entre 0 y 17 años de la Argentina, lo que equivale en términos absolutos a aproximadamente 4 millones de niñas y niños.⁵ Más del 90% de esas niñas y niños están ubicados en los tres primeros quintiles de la distribución del ingreso, con una diferencia por género escasa entre estratos. Según la fuente de datos usada en este trabajo, desde 2011 a 2015, la cantidad de beneficiarios aumentó en casi 4 puntos porcentuales, aunque se sabe que todavía hay en el país población elegible que se encuentra fuera del programa.⁶

Marco conceptual y literatura pertinente

Dado que este artículo se ocupa particularmente de las diferencias de privaciones educativas por género, resulta importante considerar aspectos de la relación entre género y educación, por un lado (apartado A); y entre género y programas de transferencias condicionadas, por otro (apartado B). Además, luego de un repaso breve por la literatura internacional, se revisa más detalladamente la bibliografía específicamente relacionada con el tema abordado aquí: la relación entre la educación y el Programa AUH (apartado C).

A. Género y logro educativo

Los indicadores de acceso a la educación en la Argentina revelan escasa disparidad de género en la asistencia en el nivel primario y una disparidad favorable a las mujeres durante la educación media (^{González Vélez, 2017}). Por investigaciones realizadas en otras áreas, esto podría obedecer a la división del trabajo infantil y adolescente por sexo, el que responde a lógicas culturales arraigadas. En este caso la mayor propensión al trabajo para el mercado de los varones y al trabajo doméstico no remunerado para las mujeres podría estar provocando diferencias de asistencia escolar.

Se observa también que las niñas aventajan a los niños en algunos logros y que son aventajadas por éstos en otros. Incluso hay diferenciales por género según en un mismo indicador según la disciplina evaluada: las mujeres obtienen mejores calificaciones en lengua y los varones en matemáticas.⁷ También se encuentran brechas según el nivel educativo en el que se realiza la evaluación y el estrato social del hogar de pertenencia de las/los niñas/os.

La literatura no ofrece explicaciones definitivas acerca de las causas de estas disparidades, pero al incorporar el género en la evaluación de las brechas se está reconociendo de una manera u otra los diferentes papeles que la estructura social asigna a los individuos según esta variable. En el sector educativo esto se refleja en el acceso y permanencia diferencial a los servicios educativos y también en la calidad, en la medida en que se verifiquen prácticas de discriminación o reproducción de roles estereotipados. Por lo general, la identificación de estos efectos requiere de investigaciones de carácter más bien cualitativo que puedan dar cuenta de las causas a que ellas obedecen. Los trabajos de tipo cuantitativo, si bien se logran estimar el tamaño de las brechas existentes, no abordan las causas de esas disparidades.

B. Género y PTC

El diseño de los PTC tiene en cuenta algunos de estos temas, como el trabajo infantil, pero no aborda explícitamente las diferencias por género en la asistencia escolar. Una particularidad de los PTC es su focalización en las mujeres. Es necesario tener en cuenta que las/los beneficiarias/os de los PTC son las niñas y niños residentes en los hogares y titulares de cobro las personas adultas a cargo del cuidado de esas niñas y niños. De ahí que las receptoras efectivas del beneficio son principalmente las mujeres que tienen esa función. La razón que respalda este hecho es cierta evidencia recogida de las encuestas de gastos de los hogares que muestran que la composición del gasto de los hogares depende crucialmente del sexo de la persona que es señala en el hogar como jefe de familia (^{Deaton & Paxson, 1998}). Más específicamente, estos estudios revelan que cuando el dinero de las trasferencias es puesto en manos de las mujeres, niñas y niños se ven más beneficiados que cuando el administrador es un hombre.

Las consideraciones por género orientadas al universo de niñas y niños no son explícitas. Si bien el monto del beneficio otorgado tiene en cuenta la posibilidad de desalentar el trabajo infantil, Saumo (²⁰⁰⁷) encuentra que la reducción en el trabajo infantil no es un objetivo explícito en la gran mayoría de programas que se ejecutan en América Latina. Hay evidencias fragmentarias acerca del impacto disuasivo sobre el trabajo infantil (Jiménez & Jiménez, 2016), pero claramente, la transferencia no elimina el problema del trabajo doméstico intenso que es realizado principalmente por mujeres. Saumo (2007) advierte de que existen factores culturales que se reflejan en actitudes y creencias profundamente arraigadas sobre la educación y el trabajo infantil que deben ser tomados en cuenta a la hora de ejecutar los programas pues van más allá de la transferencia en efectivo. Entonces, incluir el objetivo y componente trabajo infantil en este tipo de programas requiere acciones complementarias importantes que afecten esas actitudes y creencias.

El logro educativo depende del tiempo que disponen niñas y niños para el desarrollo de actividades relacionadas con la formación. González Vélez (²⁰¹⁷) afirma que el trabajo que las/los niñas/os, las/los adolescentes realizan dentro de sus hogares pueden vulnerar su desarrollo, principalmente en lo atinente a su capacidad para acumular capital humano. Esta es una razón más que suficiente para tener en cuenta estos temas en el diseño de los PTC.

C. Impactos de la AUH

La literatura sobre los impactos de los programas de transferencias condicionas (PTC) sobre el desempeño educativo es vasta y una revisión completa requeriría mucho más espacio que el que podría dársele en este artículo. Por ese motivo se mencionarán aquí algunos estudios clave, para en el resto del apartado dedicarlo sólo a las investigaciones nacionales que abordan el tema AUH-educación, específicamente.

El trabajo de Baird et al. (²⁰¹⁴) concluye que los PTC tienen efectos positivos en la escolarización (inscripción, asistencia, abandono escolar), aunque hay el tamaño del efecto varía según las diferentes experiencias, tanto entre países, como dentro de ellos entre grupos de población (género, edad, residencia, etc.). Uno de los aportes clásicos sobre esta temática es el de Filmer & Schady (²⁰¹¹).

Del conjunto de los desempeños educativos es la terminalidad la que se cuestiona un poco más que el resto, y los resultados de las evaluaciones no son coincidentes. García & Saavedra (²⁰¹⁷) llaman la atención acerca de los relativamente pocos estudios en este sentido. También existen evaluaciones contrastando las calificaciones obtenidas. Snilstveit et al. (²⁰¹⁵) encuentran que el efecto promedio de los PTC en los puntajes de las pruebas de matemáticas y lenguaje es cercano a cero.

Las evidencias sobre la deserción son más claras y concluyentes. Los PTC actúan reduciendo la deserción. Por ejemplo, Mo et al. (²⁰¹³) muestran que uno de los PTC evaluados por ellas/os reduce la deserción escolar en un 60 por ciento, y que es más efectivo entre estudiantes con bajo rendimiento académico y probablemente más efectivo entre niñas y estudiantes más jóvenes.

A diferencia de esta abundante literatura internacional, la cantidad de documentos con evaluaciones de los efectos de la EUH sobre la educación de niñas y niños es escasa pero creciente. Se analizarán más detalladamente aquí los antecedentes juzgados más directos: D’Elia & Navarro (²⁰¹³), Edo, Marchionni & Garganta (²⁰¹⁷), Edo & Marchionni (²⁰¹⁷, ²⁰¹⁸), Jiménez & Jiménez (²⁰¹⁶), Paz & Golovanevsky (²⁰¹⁴), y Salvia, Tuñón & Poy (²⁰¹⁵).⁸ El criterio que guio la selección de estos textos fue el geográfico (referidos a Argentina) y el metodológico (sólo estudios que abordaron el tema con fuentes secundarias de datos).

Edo & Marchionni (²⁰¹⁷, ²⁰¹⁸), al igual que Paz & Golovanevsky (²⁰¹⁴), recurren a una metodología de diferencias en diferencias para estimar el impacto de la AUH. Estos trabajos difieren no obstante en las variables usadas. Los dos primeros emplean tasas de deserción dentro de un año calendario y tasas de finalización de la escuela primaria, mientras que Paz y Golovanevsky (²⁰¹⁴) usan asistencia escolar. El PSM aparece en los trabajos de Salvia, Tuñón & Poy (²⁰¹⁵) y en Jiménez & Jiménez (²⁰¹⁶) que difieren entre ellos por el tipo de variables de resultados educativos usadas, también.

Exceptuando el estudio de D’Elia & Navarro (²⁰¹³), en todos los otros se aprecian resultados significativos en la dirección deseada por el programa: aumenta la asistencia escolar y la tasa de egreso y reduce marcadamente la deserción y el abandono. Las tasas de asistencia aparecen en la literatura como proxies de abandono escolar. Por ejemplo, Edo & Marchionni (²⁰¹⁸) plantean de manera explícita que el objetivo de su investigación es comparar las diferencias en la probabilidad de abandono de la escuela durante todo el año, así como de graduarse de la escuela primaria del tratamiento y grupos de control, antes y después del inicio del programa. Sin embargo, no hay un indicador de abandono propiamente dicho sino de la asistencia a la escuela. Se están dejando de lado así niñas y niños que asisten a la escuela pero que tienen alguna experiencia de abandono. Ciertamente o anterior no constituye una crítica a estos trabajos, dado que la fuente de datos que usan no permite medir los indicadores que permiten evaluar más satisfactoriamente los resultados educativos.

Salvia, Tuñón & Poy (²⁰¹⁵) apuntan a una evaluación integral del impacto de la AUH y la educación aparece sólo como una dimensión del conjunto evaluado. En este caso, el indicador de resultado es también, como en los demás: la asistencia escolar. A diferencia de D’Elia & Navarro (²⁰¹³), Paz & Golovanevsky (²⁰¹⁴), y Edo & Marchionni (2017, 2018), las investigaciones de Salvia, Tuñón & Poy (2015) y Jiménez & Jiménez (2016), usan fuentes que permiten identificar de manera directa los beneficiarios de la AUH. Los tres primeros explotan información de la EPH, mientras que Salvia, Tuñón & Poy (2015) se valen de datos propios, provenientes de la Encuesta de la Deuda Social Argentina (EDSA) y Jiménez & Jiménez (2016) de la Encuesta de ingresos y Gastos de los Hogares (ENGH).

Ninguno de los estudios mencionados aborda la perspectiva de género de manera explícita y como objetivo principal. El estudio de Edo, Marchionni & Garganta (²⁰¹⁷) y los de Edo & Marchionni (2017, 2018), son los que más énfasis pone en los efectos diferentes por género en logros educativos. Estas autoras y autores encuentran que la tasa de asistencia de los niños beneficiarios de la AUH de 15-17 es significativamente más alta que la de niños no beneficiarios (5,8 puntos porcentuales); mientras que las niñas de un grupo y de otro no arrojan brechas significativas.

Datos y metodología

A. Fuente de datos

Los datos usados provienen de la ENAPROSS, un relevamiento orientado a obtener información para evaluar la situación socioeconómica y de protección social de los hogares e individuos residentes en la República Argentina. Se cuenta con una muestra probabilística de 10 mil viviendas situadas en localidades urbanas con 5000 o más habitantes.

Las jurisdicciones incluidas fueron la Ciudad Autónoma de Buenos Aires (CABA), 24 partidos del Gran Buenos Aires (GBA), las provincias del Chaco, Catamarca, Corrientes, Jujuy y Río Negro. Los datos se relevaron durante el año 2015 y la encuesta fue impulsada por el Ministerio de Trabajo, Empleo y Seguridad Social de la Argentina.

Además de los datos sociodemográficos tradicionales (edad y sexo de los residentes en los hogares entrevistados) la ENAPROSS cubre una serie de dimensiones relevantes para los objetivos planteados en este trabajo: educación, trabajo e historias laborales, cobertura de la protección y de la seguridad social, salud y características de los hogares y de las viviendas.

B. Variables

La variable que se pretenden explicar en este trabajo es la denominada aquí privación educativa y que pretende reflejar privaciones en el acceso a la educación, al acceso de calidad adecuada, a la continuidad y a la terminalidad. Como se analizó en la sección anterior, la AUH tiene como objetivo promover la educación de niñas y niños como uno de los mecanismos que facilita la igualdad de oportunidades en el mediano y largo plazo. Los estudios que se han examinado enfatizan la asistencia escolar, habiéndose observado que la AUH contribuye de manera clara a ese objetivo.

No se encontraron aportes acerca de los efectos no deseados de la AUH, como por ejemplo las implicancias sobre otros indicadores de eficiencia de incorporar al sistema educativo niñas y niños que estaban fuera del sistema. Algunos estudios cualitativos reflejan ciertas tensiones en los relatos provocadas por la condicionalidad educativa, que se expresa en el ingreso o reingreso de niños o jóvenes con sobreedad y de las particularidades que reviste la asistencia regular a la escuela. Estos estudios reconocen como desafíos el reingreso con sobreedad de aquellos que habían desertado del sistema escolar y la cuestión de la permanencia en términos de asistencia.

Se habla de efecto no deseado dado que la repitencia y el abandono son interrupciones a la trayectoria escolar teórica o ideal en términos del Sistema de Información de Tendencias Educativas en América Latina (^{Sistema de Información de Tendencias Educativas en América Latina , SITEAL}, s/f).⁹ El sistema educativo define a las trayectorias escolares como el recorrido que siguen niñas y niños en las instituciones educativas, de una manera lineal y prevista en tiempos preestablecidos por una periodización estándar. Debe tenerse presente que la repitencia es el último recurso que usan las instituciones educativas para remediar el rezago en el aprendizaje, importa por varios motivos. El principal tiene que ver con el efecto que esta ejerce sobre el rendimiento escolar de niñas y niños. Un estudio realizado por UNESCO muestra que esta es la variable es una de las más robustas para explicar el logro académico de las/los estudiantes.¹⁰

Se usaron como variables de control la edad de las/los niñas/os, el género y otras del hogar en el que residen. Se ha trabajado con una muestra de 9.717 niñas/os siguiendo la definición de niño dada por la Convención de los Derechos del Niño (^{UNICEF, 2006}): población menor de 18 años.

C. Privación educativa: el Índice propuesto

El índice propuesto es una medida sintética multidimensional que pretende capturar la privación del derecho a la educación de calidad de niñas y niños y de reflejar las disparidades de género. Con la denominación de medida sintética se quiere significar que el índice proporciona un valor resumen que surge de combinar indicadores unidimensionales referidos a la asistencia escolar, la sobreedad, la repitencia, el abandono y la terminalidad educativa. Esto es, sintetiza todas estas dimensiones de privación educativa en un único indicador.

Se supone que el derecho a la educación de calidad está garantizado si la niña o niño en edad de asistir asiste a la escuela, a la edad que le corresponde, lo hace de manera continua (sin interrupciones) y termina el nivel en el plazo establecido. Luego, se considera que aparece una privación cuando alguna de estas condiciones no se cumple (Cuadro 1).

La no asistencia a la escuela proviene de la pregunta directa a niñas y niños entre 5 y 17 años. La asistencia con retraso se construye teniendo en cuenta lo que ENAPROSS denomina edad escolar esto es, los años cumplidos al 30 de junio del año 2015 (fecha del relevamiento). El retraso se computa como una variable dicotómica que toma valor . si la niña/o asiste a un nivel menor al que le corresponde por su edad escolar y . en caso contrario. En estos casos, combinando la información de asistencia (asiste versus no asiste) con la de asistencia con o sin retraso, se obtienen gradientes de privación para la dimensión asistencia, como se muestra en la primera fila del Cuadro 1. Todos los demás indicadores siguen la mima lógica.

Los gradientes de privación dan cuenta de la gravedad de la privación, distinguiendo entre privación moderada y severa. Si bien pueden computarse el IPE para ambos gradientes, los resultados que se presentan a continuación se refieren una situación binaria de privación: no está privada/o, o bien está privada/o (privación moderada o severa). Siguiendo el enfoque de derechos se considera privada/o a una niña o niño que presenta una privación (moderada o severa) en al menos una de las dimensiones.

Dicho enfoque parte de la siguiente premisa: los derechos son garantías esenciales para que las personas puedan vivir con dignidad. Los derechos más generales están detallados en la Declaración Universal de Derechos Humanos, documento redactado por representantes de los países de todo el mundo y proclamada por la Asamblea General de las Naciones Unidas en su Resolución 217 A (III) del 10 de diciembre de 1948, en París. Establece un ideal común por el que todas las naciones firmantes deben esforzarse.

Dados los objetivos del presente trabajo, se derivan del Enfoque de Derechos una serie de principios: rendición de cuentas, universalidad y no discriminación, indivisibilidad y participación. Usando estos principios puede incorporarse la noción de privación como una violación o incumplimiento de uno o más de los derechos específicos. Esto implica otorgar a las personas privadas en alguna o varias dimensiones listadas en el Cuadro 1 el poder para reclamar políticas a los gobiernos. La política aparece entonces como una obligación legal de los Estados, más que como una ayuda o caridad; y la persona pobre, como titular de un (o más de uno) derecho, más que como un objeto de la caridad o la compasión (principio de rendición de cuentas).

El concepto de privación educativa usado en el IPE puede ser construido sobre el principio de acceso a la educación de calidad que están listados en el Cuadro 1, en varios instrumentos internacionales, como la CDN, la Declaración del Milenio, que desemboca finalmente en los Objetivos de Desarrollo del Milenio (ODM) y en los Objetivos de Desarrollo Sostenible (ODS), y en legislación nacional como la Constitución de la Nación Argentina y la Ley de Educación N° 26.206.

En términos simbólicos en la privación educativa puede expresarse de esta manera:

donde NA es el indicador de No Asistencia, RP el de repitencia, AB de ausentismo y NT de No Terminalidad. Todos estos indicadores pueden tomar sólo dos valores {0, 1}, con lo cual la niña o el niño i − ésimo estará privado, . = 1, si cualquiera de estos indicadores asume el valor 1. Debe tenerse presente que un valor 1 para RP, AB o NT requiere que NA = 0. Por el principio de indivisibilidad del Enfoque de Derechos se supone que en la función anterior hay un ponderador (irrelevante en este contexto) que asume valor 1 para cada componente (dimensión) del lado derecho.

Por su parte, la garantía del derecho correspondiente y el principio de universalidad establece que:

Lo que implica ausencia de privaciones (.. = 0), e igualdad para los . grupos definidos de cualquier manera: según raza, género, residencia, nivel socio-económico, etc.

D. Estrategia empírica

Para analizar la causalidad entre la percepción del beneficio de la AUH y las privaciones educativas en niñas y niños, se utilizan dos métodos: primero, y como aproximación al problema, regresiones probit; segundo un método cuasi experimental de Emparejamiento por Puntajes de Propensión o Propensity Score Matching (PSM). Este último se considera el más adecuado, dado que permite reducir el sesgo de selección, emparejando los casos que reciben el beneficio con aquellos que no lo hacen y es, a la vez, el más específico para abordar el problema tratado en este documento.

Regresiones

Las regresiones probit estimadas se especifican de la manera tradicional:

Donde Yi es una medida de la privación educativa o uno de sus componentes (inasistencia, retraso o abandono), Xi una matriz con una columna de unos y las variables explicativas, ui el término de error, todos los cuales están referidos a la i-ésima niña o niño beneficiaria o no de la AUH. Por su parte, B representa los parámetros a estimar (uno por cada variable independiente incluida, más la ordenada al origen). Se debe tener en cuenta que entre las variables incluidas en la matriz X figura la dummy que indica si la niña o niño es beneficiario o no del Programa (con los valores 1 y 0, respectivamente).

Se da por cierto que:

Donde

es la función de densidad de la distribución normal estándar con media cero y varianza 1. La variable s de integración es dicotómica.

Los parámetros estimados no capturan el efecto que las variables independientes incluidas en la regresión ejercen sobre el indicador de privación. Para captar este efecto marginal es necesario calcular la derivada parcial para cada una de las variables incluidas en el modelo. Dicha derivada puede escribirse de la siguiente manera:

Con lo que queda en claro que la magnitud de los cambios en la probabilidad depende del nivel en el que se encuentren las variables que determinan dicha probabilidad.

Dado que aquí la variable independiente principal es si participa o no participa en el Programa, una variable dicotómica, el análisis de su efecto marginal (AY_i léase delta Y subíndice i) viene dado por la diferencia de los valores esperados de la variable con y sin beneficio.

Donde en este caso la j-ésima variable independiente es la que representa la participación en el Programa. Para obtener un valor representativo de los efectos marginales éstos se estimarán en los valores promedios de los regresores.

El modelo probit se estimará por el método de máxima verosimilitud y se proporcionarán los resultados para la muestra completa ambos sexos, niñas y niños por separado y para niñas y niños cuyos ingresos familiares per cápita se ubiquen entre los quintiles 1 a 3. Esto último obedece tanto a la necesidad de encontrar homogeneidad en el grupo comparado, como a la evidencia que muestra un porcentaje mayor de beneficiarios acumulados en estos tramos de ingresos familiares.

Es necesario destacar que las pruebas que se obtienen tras estimar modelos de este tipo están lejos de ser concluyentes, dado que se están comparando grupos disímiles en muchos aspectos a pesar del recaudo metodológico de tomar sólo las personas agrupas en los tres primeros quintiles del ingreso familiar per cápita. A pesar de que los resultados obtenidos están lejos de constituir evidencias de causalidad se considera un paso necesario para observar correlaciones entre variables explicativas y aquélla que se pretende explicar. En este sentido debe tenerse en cuenta que el parámetro expresa una derivada parcial, en el sentido que aporta información sobre el movimiento conjunto de dos variables (intensidad y dirección de la correlación) permaneciendo fijas el resto de las variables incluidas en el modelo.

Propensity Score Matching

Ciertamente, lo que se pretende estimar es el efecto de la AUH sobre las privaciones educativas; esto es, algebraicamente,

atribuible al

, donde en este caso el es la participación en el programa. Dicho en otras palabras, se pretende saber si la AUH contribuye a reducir la privación educativa de la niña o niño i.

Para hacerlo se debería contar con información acerca de las privaciones educativas de niñas y niños con y sin participación en el programa de protección social analizado. Al no contar con un experimento para evaluar el efecto de la AUH se crea un grupo de control, a partir de ciertas variables disponibles en las bases de la ENAPROSS, bajo el supuesto de que los factores no observables son idénticos en ambos grupos. En suma, los beneficiarios de la AUH conforman el grupo tratamiento (GT) y el grupo de comparación o grupo control (GC) es el creado a partir del emparejamiento que se realiza con el PSM.

De manera formal, el puntaje de propensión se puede calcular, estimando la probabilidad que tiene una niña o niño de recibir los beneficios de la AUH (D=1) en función de un conjunto de variables observables en la base de datos (X):

La estimación se puede hacer usando un modelo de variable dependiente dicotómica . = {0, 1}. Esta variable toma valor 1 si la niña o niño recibe el beneficio y cero en caso contrario (no lo recibe). El conjunto de variables que conforman la matriz . son la edad y su cuadrado, el sexo de la niña o niño, el nivel educativo de la persona de referencia del hogar (jefa o jefe, como lo denomina la encuesta), la inserción laboral, la región de residencia, el estrato del ingreso familiar del hogar en el que reside y la cantidad de niñas y niños, relativa al tamaño del hogar. Con los parámetros estimados se construye el grupo de control y se compara el valor promedio de la variable objeto de análisis (privaciones educativas) de los dos grupos.

Existen varios métodos para estimar el PSM. En este artículo se muestran los resultados obtenidos con el denominado método radial, a pesar de que se han aplicado varios de los métodos de emparejamiento que sugiere la literatura: el de estratificación, el de vecino próximo y el método de Kernel.

Para evaluar la calidad de los emparejamientos se ha aplicado un test de diferencia de promedios para cada variable con el propósito de establecer si la diferencia existente entre el grupo tratado (beneficiarios de la AUH) y el grupo de control (obtenido con el proceso de emparejamiento) son significativas. Se espera que la gran mayoría de las variables no tengan medias diferentes (^{Rosenbaum y Rubin, 1983}), dado que eso nos daría la pauta que los grupos comparados son similares. Se destaca lo de gran mayoría dado que no siempre es posible lograr un emparejamiento de todas las variables incluidas en las estimaciones.¹¹ También se aplica la sugerencia de Sianesi (²⁰⁰⁴) consistente en reestimar el puntaje de propensión después del apareamiento, pero sólo con el grupo tratado y con la parte del grupo control que se usó en el proceso para comparar los coeficientes de determinación antes y después del apareamiento.

El impacto de la AUH sobre las privaciones educativas para una niña o niño puede ser definido como la diferencia entre las privaciones educativas antes (P₁i) y después del tratamiento (P₂i). En este caso el tratamiento es la transferencia monetaria proveniente de la AUH. En términos algebraicos esto puede expresarse de la siguiente manera:

Donde

es la diferencia en privaciones educativas (reducción) debida al tratamiento. Como se dijo antes, no se cuenta aquí con un antes y un después del tratamiento para la niña o niño ., con lo cual se estima el efecto por diferencias de medias de privaciones educativas, o efecto promedio del tratamiento (ATE, por sus siglas en inglés) entre el GT

y el promedio del GC

Resultados

Los resultados serán presentados en el siguiente orden: se describirán primero las diferencias por género en los indicadores de resultados educativos evaluados en este artículo, para pasar luego, en el apartado B, a la evaluación propia del efecto que la AUH tiene sobre dichos resultados, presentando primero las regresiones probit estimadas y luego aplicando del método de PSM, como se explicó en la sección anterior.

A. Examen descriptivo

La descripción se hará sobre la muestra total de niñas y niños entre 5 y 17 años que relevó la ENAPROSS. Se utilizaron dos grupos de edad, de 5-12 y de 13-17, teniendo en cuentas el momento que correspondería a la asistencia a la primaria y a la secundaria, respectivamente. Todos los indicadores serán tratados en términos de privaciones y no de logros, dado que el índice final propuesto se trata de un índice resumen de privación educativa.

No Asistencia a la escuela

La asistencia a la escuela en la Argentina es obligatoria hasta el nivel secundario, a pesar de lo cual no todas/os ellas/os asisten efectivamente. Entre los 5 y los 12 años la asistencia es casi universal, pero a partir de los 13 años la tasa declina fuertemente, principalmente en los estratos de ingresos familiares bajos (Paz & Cid, 2012). En la figura 1 se presenta el indicador de privación tasa de no asistencia diferenciando en cada caso a las beneficiarias y beneficiarios de la AUH.

La figura 1 revela que la tasa de no asistencia es diferencial por género: mayor siempre en los varones, y por percepción-no percepción de los beneficios de la AUH. Las disparidades entre sexos son estadísticamente significativas entre los 13 y los 17 años. Los niveles de no asistencia de las/los beneficiarias/os es siempre menor que el de no beneficiarias/os, siendo la brecha muy clara para el grupo 13-17, tanto para varones como para mujeres. En este sentido, los resultados se alinean con la literatura internacional que advierte una notable ventaja femenina en la asistencia escolar (Valdez, 2019) y un efecto positivo de la AUH en este sentido.

Fuente: Cálculos propios sobre la base de datos de ENAPROSS.

Sobreedad

Se plantea en este artículo que resulta insuficiente el análisis de la asistencia-no asistencia a la escuela para evaluar el impacto de la AUH sobre las privaciones educativas, dado que la implementación misma del Programa pudo haber alterado otros indicadores que suelen usarse para el examen del funcionamiento completo (o más completo) del sistema educativo, tal es el caso de aquellos que se examinan a partir de este apartado: sobreedad o retraso escolar, repitencia, abandono y terminalidad tardía.

Es bien sabido que los indicadores de calidad, como los mencionados, son escasos y muchos de ellos no están disponibles en las bases de datos que, como la ENAPROSS, permite relacionarlos con otras variables relevantes para la política pública. Además, como se vio en la revisión de la literatura pertinente, estos indicadores están fuertemente conectados con otros más comunes para medir la calidad, como las calificaciones obtenidas en pruebas de Lectura, Matemática y Ciencias.

La figura 2 muestra las tasas de sobreedad que se obtienen comparando la edad escolar efectiva de niñas y niños, el nivel al que están asistiendo y la edad teórica que corresponde a dicho nivel. La tasa queda definida entonces como el cociente de alumnos con edad mayor a la edad teórica correspondiente al año de estudio en el cual están matriculados.

Se aprecia claramente los diferenciales por género y por percepción del beneficio de la AUH: las tasas de sobreedad son mayores entre los varones que entre las mujeres y bastante más altas entre los beneficiarios de la AUH que entre los no beneficiarios. Este resultado muestra un hecho casi obvio: el Programa atrae a niñas y niños que se encontraban fuera del sistema y cuando los incorpora, entran al sistema con un cierto retraso de acuerdo al nivel que les correspondería por su edad.

Lo anterior es una evidencia indirecta del efecto del Programa sobre el trabajo infantil remunerado (^{Jiménez & Jiménez, 2016}; ^{Saumo, 2017}), el que impacta más entre los niños que entre las niñas. Es necesario aclarar que el aumento de esta privación proviene de un hecho juzgado positivo: la reducción del trabajo infantil y adolescente.

Repitencia

El otro indicador de resultado que se puede computar con la ENAPROSS es la repitencia de algún grado en uno de los dos niveles, primario o secundario, o en ambos. La figura 3 resume los resultados de este cómputo para varones y mujeres, beneficiarias/os y no beneficiarias/os de la AUH.¹² A diferencia de la sobreedad, la repitencia como privación puede estar derivado de la falta de un tratamiento pedagógico diferenciado para aquellas/os niñas/os que el Programa logra reinsertar en la escuela. La reinserción y la sobreedad que la acompaña no tiene por qué estar ligada a un fenómeno de reducción de la calidad educativa, expresada, en este caso, a la repitencia.

Aquí también se observa un patrón similar al del apartado anterior. Los varones tienden a repetir más que las mujeres y la tasa de repitencia entre las beneficiarias/os de la AUH es mayor que la de no beneficiarias/os, pero a diferencia de las disparidades por sobreedad, estas brechas se verifican en todos los casos y son ostensibles. La más alta se aprecia entre los varones beneficiarios entre 5 y 12 años, con un valor que casi triplica al que registran los no beneficiarios.

Este hallazgo puede estar mostrando una cierta correlación con los indicadores anteriores: la AUH es eficaz en el sentido de promover el reingreso de niñas y niños que estaban fuera del sistema educativo. Este hecho provoca un aumento del nivel de sobreedad, y las niñas y niños que regresan tienen un historial educativo, en el cual, la repitencia es un factor más frecuente que entre aquellas y aquellos que nunca estuvieron fuera del sistema.

Se reitera que en este caso el derecho incumplido es el de calidad educativa. Si la condicionalidad de la AUH apunta a mejorar la educación de niñas y niños, debería contemplar este tipo de fenómenos, el historial educativo, y generar acción afirmativa o discriminación positiva para alterar este efecto negativo sobre la calidad.

Abandono

El otro indicador relacionado con los resultados educativos es el historial de abandono. La pregunta que hace la ENAPROSS en este caso tiene que ver con si alguna vez abandonó la escuela y se aplica a niñas y niños que están asistiendo. La figura 4, siguiendo la lógica de los gráficos anteriores muestra la tasa de abandono por género y percepción de la AUH.

Las tasas de abandono son mayores entre los varones, comparados con las mujeres. Pero la diferencia significativa se da en el grupo de 13 a 17 años, grupo para el cual, a la vez, las AUH parece estar asociada a menores tasas de abandono entre las niñas. Si se conecta este resultado con el trabajo infantil remunerado, podría pensarse que la AUH está siendo muy efectiva en reducir el abandono de jóvenes principalmente mujeres que habrían desertado de la escuela en el caso de no estar siendo beneficiadas por el Programa.¹³

Terminalidad tardía

Si niñas y niños se retrasan, repiten años y tienen niveles de abandono mayores, es lógico que concluyan el ciclo atrasados, comparando la edad al egreso con la edad a la que deberían haber egresado de acuerdo al calendario escolar respectivo.

Se puede en este caso hacer un ejercicio similar al realizado en la evaluación descriptiva de los otros indicadores. Fueron los varones los que arrojaron tasas de sobreedad más altas, mayores niveles de repitencia, y abandono escolar más frecuente. En este contexto, es esperable que sean éstos más que las niñas, los que registren niveles de terminalidad menores. En la figura 5 se muestran los resultados encontrados tras computar una medida de esta terminalidad tardía, indicador se puede calcularse sólo para el nivel primario, dado que las personas mayores de 17 años están excluidas de la ventana analítica seleccionada en este estudio (ver Cuadro 1).

La tasa de terminalidad tardía es similar para beneficiarios y no beneficiarios varones de la AUH y para las mujeres beneficiarias. Se observa no obstante que un porcentaje comparativamente muy bajo de mujeres que no concluyeron a tiempo su escolaridad. En principio esto estaría mostrando un factor positivo del Programa que será analizado en breve de una manera metodológicamente más rigurosa (apartado B de esta misma sección).

Figura 5. Tasas de terminalidad tardía. Niñas y niños por edad y sexo, según percepción de AUH

Privación educativa

El indicador que se denominó IPE intenta captar los cinco aspectos o dimensiones de privación tratados de manera desagregada los párrafos anteriores. El IPE puede definirse como un indicador sintético o resumen de las privaciones educativas siguientes: no asistencia a la escuela, asistencia con retraso, repitencia, abandono y terminalidad tardía.

En la figura 6 3 se han volcado los valores de ese indicador para los grupos que se venían analizando por separado: varones-mujeres y total, beneficiarias/os-no beneficiarias/os de la AUH.

Es claro que IPE arroja un valor mayor para beneficiaras/os de la AUH, principalmente para varones de edades comprendidas entre los 13 y los 17 años, grupo para el cual la disparidad se hace cercana a 10 puntos porcentuales. En los grupos restantes las diferencias son también marcadas (por ejemplo, varones y, en menor medida mujeres de 5-12) y, en todos los casos, estadísticamente significativas. El mensaje que parece transmitir el indicador es que, si bien el programa es eficaz en su misión de recuperar niñas y niños y regresarlos a la escuela (menores tasas de no asistencia para las/los beneficiarias/os), no lo es tanto para evitar elevados niveles de privación en indicadores que de una manera u otra manifiestan calidad de la asistencia.

Si se comparan varones y mujeres con y sin AUH puede afirmarse, con estos datos, que la AUH amplía la brecha de privación educativa entre géneros, pasando de 4,5 a 7,3 puntos porcentuales para las/los que tienen entre 5 y 12 años, y de 9,8 a 16,3 puntos porcentuales para el grupo de edad siguiente (13.17).

Lo antedicho es lógico dado que el índice está reflejando la desventaja masculina no sólo en asistencia, que es como se la suele evaluar, sino en indicadores a los que no llega la AUH, al menos dado su diseño actual.

Persiste el problema de estar comparando grupos que difieren mucho entre sí, dado que entre las no beneficiarias/os hay personas de todo tipo y no necesariamente de una situación en desventaja social, como la que intenta apuntalar la AUH.

Resumen de los resultados descriptivos En esta primera inspección de los datos se pudo constatar que existen diferencias ostensibles de privación entre grupos de niñas y niños por edad y por percepción del beneficio de la AUH (Véase Cuadro 4 en anexo,). Si bien la percepción de la AUH parece reducir las privaciones en asistencia escolar de niñas y niños entre 13 y 17 años, el resto de los indicadores revelan niveles más altos de privaciones para los beneficiarios de la AUH. Hay evidencias descriptivas de que la AUH también estaría reduciendo las privaciones en terminalidad, y esta estaría explicada por sus efectos sobre el grupo de mujeres de 13 a 17 años. Está muy claro que la mayor desventaja detectada para las/los beneficiarias/os de la AUH no es un efecto provocado por el programa, pero da cuenta de la situación desventajosa en que se encuentran estas/os niños y podrían llegar a ser objeto de debate en la evaluación de los resultados de su implementación. Se sostiene en este trabajo que este examen está incompleto y probablemente no esté reflejando diferencias entre beneficiarias/os y no beneficiarias/os, sino entre grupos socio-económicamente desventajados contra el resto de la población de niñas y niños.

B. Regresiones y PSM

En este apartado se intenta develar si las conclusiones a las que conduce el examen de los indicadores educativos se mantienen con un tratamiento más riguroso de la información disponible. Esta es la pregunta que interesa responder en este artículo, y para hacerlo, es necesario tener en cuenta aquellas variables que pueden observarse en la base de datos disponible y que podrían estar relacionadas con la (in)asistencia escolar o No Asistencia, o con los otros indicadores de privaciones educativas. Para realizar dicho control se siguen dos caminos, como se explicó en la sección metodológica: estimación de modelos multivariados (regresiones) y comparando medias entre el Grupo de Control (GC) y el Grupo Tratamiento (GT) a través del método de PSM.

Regresiones

El Cuadro 2 contiene muestra los parámetros estimados que dan cuenta de la respuesta de cada indicador de privación a la presencia (ausencia) del beneficio de la AUH, ceteris paribus. Se muestran los resultados por género y por grupo de edad relevantes. Además, es necesario aclarar que las estimaciones corresponden a la población con ingresos familiares per cápita ubicados en los quintiles 1 a 3.

En términos generales puede decirse que los resultados del análisis multivariado conducen a conclusiones similares a la del examen descriptivo previo: la AUH está asociada a menor privación en asistencia y privación general en mujeres de 13 a 17 años. Es decir, si bien no se puede establecer causalidad, el efecto estaría operando con una correlación esperada sobre el indicador deseado. Además, revela que dentro del grupo de beneficiarios varones, hay una alta incidencia de sobreedad y que la repitencia entre beneficiarias y beneficiarios de la AUH es más alta que la del resto de niñas y niños, a igualdad del resto de las variables consideradas. También es altamente significativa la reducción en privación de terminalidad tardía entre las mujeres de 13 a 17 años de edad. Probablemente sea el efecto que ejerce sobre las privaciones en asistencia y en terminalidad tardía, las que terminan impactando en el indicador sintético de privación que arroja una significatividad baja, pero dentro de los niveles considerados significativos.

Resultados del PSM

Con el objeto de refinar los resultados anteriores, en este apartado se presenta evidencia que proviene de aplicar el método de emparejamiento a través de los puntajes de propensión y que permite comparar promedios para cada indicador en grupos observacionalmente similares. Algo de esto podía lograrse con la regresión probit, pero se considera que el PSM arroja resultados más precisos en términos de comparaciones entre grupos, aunque menos robustos, dado que la muestra se reduce considerablemente y el coeficiente de variación es demasiado alto en algunos casos. En el Cuadro 3 se presentan los resultados de este análisis.

Las filas del Cuadro 3 contienen los valores del IPE para dos grupos de niñas y niños: tratadas/os y no tratadas/os (el tratamiento consiste en ser o no ser beneficiaria/o de la AUH) antes y después del emparejamiento. Los resultados se muestran para ambos sexos y para niñas y niños por separado y por grupos de edad relevantes por la asistencia a los niveles primario (5-12) y secundario (13-17).

Se observa eficacia de la AUH para lograr reducción de la privación educativa en su conjunto. Nótese, por ejemplo, que la diferencia del IPE entre tratados y control para ambos sexos antes del emparejamiento, no arrojaba significancia estadística, mientras que después del emparejamiento la diferencia es significativa y favorable al grupo de beneficiarias y beneficiarios de la AUH.

Lo anterior implica que, a pesar de tener efectos negativos sobre algunos indicadores de rendimiento educativo, el impacto de la AUH es tan importante que anula y sobrepasa dichos efectos, reduciendo de manera significativa la privación educativa. El PSM reveló este resultado que los indicadores puramente descriptivos y aún aquellos que se desprenden del análisis de regresión, ocultan dando la falsa impresión de que los efectos negativos de la AUH tienen a prevalecer sobre los aspectos positivos.

Resumen de los resultados de las regresiones y del PSM

El análisis previo aporta evidencias sobre mejoras en la asistencia escolar o reducción de las privaciones en asistencia a la escuela. Es el resultado que se mantiene cualquier sea el método aplicado. Este hallazgo está en línea con la literatura, aunque a diferencia de, por ejemplo, Edo y Marchionni (2017 y 2018), el impacto es más fuerte entre las niñas que entre los niños. A diferencia también de los estudios mencionados, para los varones se encuentra significancia en el grupo de 5 a 12 y no en el de 13-17. Dado que se trata de fuentes de datos diferentes y de diferentes métodos de estimación, no puede decirse que el efecto sea debido a causas sustantivas, aunque se insiste en que en este artículo se está trabajando con perceptores efectivos de la AUH que permite captar la pregunta de la ENAPROSS, mientras que en las investigaciones de Edo & Marchionni (2017, 2018) se ven obligadas a trabajar con indicadores indirectos de población tratada, por la ausencia de una pregunta directa que permita identificar beneficiarias y beneficiarios.

También hay diferencias en los valores que aparecen en la literatura. Así, por ejemplo, Edo & Marchionni (²⁰¹⁸) encuentran que la AUH reduce el abandono dentro del año calendario en casi 4 puntos porcentuales para niñas y niños de 12 a 14 años, más de 7 puntos porcentuales para adolescentes entre 15 y 17 años. Sin embargo, a diferencia de lo que muestra el Cuadro 3, estas autoras no encuentran efecto significativo para niñas y niños en edad de asistir a la escuela primaria, consistente con los bajos niveles de abandono de este grupo etario, ni para los varones, independientemente de su edad. Desde este punto de vista, lo encontrado aquí es más consistente con los hallazgos de D’Elia & Navarro (²⁰¹³). Por su parte, las pruebas resultantes del PSM no arrojaron diferenciales entre beneficiarias/os y no beneficiarias/os con el indicador de abandono que tiene la ENAPROSS.

El PSM para el resto de los indicadores fue muy interesante: antes del emparejamiento se observaron diferencias a favor del grupo de no beneficiarias/os: menos retraso escolar y menos repitencia. Después del emparejamiento la diferencia pierde significancia estadística. ¿Qué implica esto? Que la AUH potencia a las/los beneficiarias/os poniéndolos al nivel de las niñas y niños del conjunto de población. La diferencia desfavorable al grupo tratado es similar al que obtienen Jiménez & Jiménez (²⁰¹⁶) y Paz & Golovanevsky (²⁰¹⁴), y en este sentido el resultado del PSM permite refutar ese hallazgo con evidencia más precisa.

El IPE permite inferir que la AUH contribuye a mejorar la inscripción en la escuela, y que es eficaz también para reducir la repitencia y para evitar el abandono escolar. Esto se suma a la ventaja de inclusión social de la AUH que fuera tratado con detalle y con perspectiva histórica importante, en Gutiérrez & Uanini (²⁰¹⁵).

Los resultados podrían estar mostrando también sobrecarga de trabajo doméstico no remunerado que estaría concentrada fundamentalmente en el grupo de adolescentes mujeres. Este grupo, que no abandona la educación, pero sigue haciendo el trabajo invisible a las estadísticas: el trabajo doméstico no remunerado.

Conclusiones

En este trabajo se analizó el impacto de la AUH sobre las privaciones educativas, poniendo énfasis en los diferenciales por género. Usando datos de la ENAPROSS, se evaluó primero a nivel descriptivo la no asistencia a la escuela, el retraso o sobreedad, repitencia, el abandono escolar y la terminalidad tardía, detectándose resultados favorables a los perceptores de la AUH en el primer indicador, pero desfavorables en los demás. Luego se calculó un indicador sintético de privaciones educativas, el IPE, que resume el efecto del conjunto de privaciones mencionadas.

Siempre en términos descriptivos, las dos brechas de interés (para el presente estudio) en el IPE fueron: mayores privaciones para los varones comparados con las mujeres y mayores privaciones para las/los beneficiarias/os de la AUH comparadas/os con las/los no beneficiarias/os. Esto se corrobora con un análisis multivariado (modelo probit) que contempla estas diferencias enfocado en los 3 primeros quintiles de la distribución de ingresos familiares, donde se concentra más del 90% de las/los beneficiarias/os de la AUH.

Sin embargo, al aplicar el método de PSM, los resultados cambian. Si bien las brechas por género persisten, los diferenciales entre beneficiarias/os y no beneficiarias/os se diluyen. Este resultado es muy importante dado que revela que el supuesto efecto negativo de la AUH sobre resultados educativos diferentes de la asistencia es ilusorio y está dado, en buena medida, por comparar grupos de población no comparables.

En términos muy generales puede decirse que la AUH reduce las privaciones educativas dado que mejora la posición de las/los que se encuentran en un nivel inferior al promedio de aquellas/os con un estrato socio-económico que podría juzgarse como vulnerable. En otras palabras, mejora la situación relativa de las/los extremadamente vulnerables sin lograr ubicarlos al nivel de los no vulnerables. Un hallazgo similar se observa para los ingresos: mejora los ingresos familiares de aquellos hogares que están debajo de la línea de pobreza extrema (UNICEF, ANSES y Ministerio de Desarrollo Social, 2017). En términos más específicos, para los varones entre 5 y 12 años revierte los registros descriptivos: el IPE de los beneficiarios es significativamente menor que el de los no beneficiarios.

El IPE es una herramienta importante para monitorear privaciones, dado que tiene en cuenta no solamente la asistencia-no asistencia, sino que suma a estos indicadores sintéticos otros que tienen que ver con las trayectorias educativas y, en consecuencia, con un concepto amplio de inclusión educativa y social (Terigi, 2009b). Desde esta perspectiva puede decirse que la AUH, aunque perfectible, contribuye a dicha inclusión. El mejoramiento del diseño incorporando, por ejemplo, consideraciones de género y aspectos específicos de las trayectorias escolares, permitiría potenciar su impacto en el mediano y largo plazo.

Anexo