El impacto de las transferencias monetarias condicionadas sobre la brecha de educación entre hermanos

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Universidad de los Andes Facultad de Economía

El impacto de las transferencias monetarias condicionadas sobre la brecha de

educación entre hermanos

María Paula Lovera1

Resumen

¿Qué sucede cuando la desigualdad de acceso a la educación se crea dentro de la familia? ¿Qué se puede hacer para atenuar esta desigualdad? Este estudio evalúa el impacto de las transferencias monetarias condicionadas en Colombia - en este caso del programa de Familias en Acción - sobre la brecha educacional entre hermanos. Utilizando una metodología de dobles diferencias emparejadas, no se encuentra efecto alguno del programa sobre la brecha de educación entre hermanos un año después de que este fue implementado. Sin embargo, se encuentra que tres años después de haber sido implementado el programa, la brecha de educación entre hermanos se reduce aproximadamente en 0.2 años de educación. . Adicionalmente, se encuentran diferencias significativas del efecto del programa sobre la brecha de educación entre hermanos, dependiendo de la composición de género de los hermanos evaluados.

Palabras clave: Brecha de educación, desigualdad entre hermanos, transferencias monetarias condicionadas, Familias en Acción. Aplicar.

Clasificación JEL: I20, I38.

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Documento de tesis presentado para obtener el título de Maestría en Economía. Especial agradecimiento a Adriana Camacho por su guía y colaboración durante el proceso.

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2 1. Introducción

La desigualdad de acceso a la educación ha sido una problemática persistente en el mundo, que tiene como consecuencia una brecha educativa entre individuos y genera en el largo plazo una mayor desigualdad. Para analizar esta problemática es posible comparar niveles de educación entre individuos de diferentes países, diferentes estratos socioeconómicos, diferentes hogares e incluso individuos dentro de un mismo hogar. Este estudio se concentra en la brecha educativa dentro de un mismo hogar, específicamente la brecha de educación entre hermanos.

El objetivo de este trabajo es evaluar el impacto de un programa de transferencias monetarias condicionadas (para el caso colombiano Familias en Acción) sobre la brecha de educación entre hermanos. Este es el primer trabajo que hace esta pregunta para Colombia, ya que a pesar que existen varios estudios acerca del impacto de Familias en Acción sobre asistencia escolar, trabajo infantil e incluso sobre oferta educativa, aún no se ha estudiado el impacto de este sobre la brecha educacional entre hermanos.

Para calcular la brecha de educación entre hermanos, se debe estimar primero una brecha educacional individual de cada hermano. Esta se define como la diferencia entre los años de educación que el niño debería haber cursado si entrara al colegio a los 6 años y hubiera avanzado 1 grado cada año, y el número de años que de hecho ha cursado hasta el momento. Una vez se tiene este valor para ambos hermanos se saca el valor absoluto de la diferencia de brechas de nivel educativo entre hermanos.

La estimación del efecto del programa sobre la brecha educacional entre hermanos se hace utilizando el método de dobles diferencias emparejadas. Se encuentra que un año después de haber sido implementado el programa, este no tiene efecto alguno sobre la brecha de educación entre hermanos. Sin embargo, al evaluar 3 años después de la implementación del programa, se encuentra que la brecha educacional se reduce aproximadamente en 0.2 años de educación.

Diferencias de calidad educativa o factores socioeconómicos pueden ser determinantes importantes de la brecha educacional entre hermanos. En Colombia por ejemplo, factores sociales como trabajo infantil y violencia pueden disminuir las tasas de vinculación escolar, y así aumentar la brecha educativa. Esto afecta sobre todo a individuos de bajos recursos, ya que están

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más expuestos a este tipo de problemáticas. Otro determinante es la disponibilidad de recursos para invertir en la educación. Según De Ferranti et. al. (2003), las brechas educativas entre individuos pueden ser atribuidas a pasadas inversiones en capital humano que han sido lentas e inadecuadas. Dichas inversiones pueden ser gubernamentales, que generalmente aumentan oferta y/o calidad educativa, o pueden ser a nivel individual, donde dependiendo de los recursos disponibles, los mismos individuos son quienes deciden qué tanto invertir en educación. Para educación primaria y secundaria estos recursos los determinan generalmente los padres, ya que son ellos quienes deciden cómo y cuánto invertir en la acumulación de capital humano de sus hijos.

Para este último caso, cuando los recursos no son suficientes, los padres deben tomar decisiones acerca de cómo los distribuyen. En Becker y Tomes (1976), por ejemplo, encuentran que a la hora de optimizar sus recursos, los padres tienden a invertir más capital humano en los hijos que tengan más habilidades,2 ya que este es el que les generaría un mayor retorno en el futuro. Lo anterior implica que dentro de una misma estructura familiar, los padres distribuyen recursos educacionales de forma desigual entre sus hijos, generando así brechas de educación entre hermanos. Este problema de distribución de recursos para inversión en capital humano sucede cuando los recursos no son suficientes, y para optimizarlos, son repartidos de forma inequitativa entre hijos. Dahan y Gaviria (2002) encuentran que las familias de bajos y medianos ingresos optimizan de esta forma sus recursos, donde invierten en solo uno o algunos de sus hijos, creando desigualdad al interior de una misma generación.

Si bien esta canalización de recursos hacia el hijo con mayores habilidades es eficiente, ya que se están optimizando recursos limitados, se está dejando de invertir cierta cantidad de recursos en otro u otros hijos que podrían estar recibiendo inversión en educación, lo cual les daría una rentabilidad en el futuro. Esa inversión en capital humano que se deja de asignar a uno o algunos de los hijos causa una diferencia en oportunidades laborales futuras, generando desigualdades de ingreso y probablemente teniendo efectos negativos sobre la calidad de vida y condiciones socioeconómicas de esta persona. Esto es especialmente importante ya que en este caso la desigualdad de acceso a la educación no se da por variables exógenas al hogar, si no que se estarían creando desigualdades al interior de este mismo.

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Para lograr atenuar esta desigualdad de educación entre hermanos, Dahan y Gaviria (2002) sugieren disminuir las restricciones al capital y aumentar el acceso a la educación de los hogares. De esta forma los padres podrían invertir de manera continua en la educación de sus hijos, sin tener que discriminar la asignación de recursos. Una forma de lograr esto es a través de implementación de políticas y programas dirigidos a familias de bajos ingresos, como por ejemplo, programas de transferencias monetarias condicionadas. En este caso se evaluará si en efecto dichos programas logran disminuir esa brecha de educación entre hermanos.

En el caso colombiano, el programa de Familias en Acción es un programa de transferencias monetarias condicionadas que, entre otros objetivos, pretende incentivar la asistencia y permanencia escolar de los menores de 18 años y contribuir a la formación de capital humano y al mejoramiento de las condiciones de vida de las familias pobres y vulnerables mediante un

complemento al ingreso (Departamento para la Prosperidad Social, 2014). El programa fue implementado en municipios con menos de 100,000 habitantes y está dirigido a familias con hijos menores de 18 años, pobres y vulnerables de acuerdo con el nivel del Sisbén (sistema de selección de beneficiarios para programas sociales). Hay tres componentes principales del programa: nutrición, educación y salud. Para el componente de educación, el programa otorga un subsidio a la madre del niño, que en este caso debe estar entre los 7 y los 17 años de edad, condicionado a que el niño asista como mínimo al 80% de las clases programadas para el año escolar. El programa inicio con un subsidio de 12,000 pesos en 2001 y 14,000 pesos en 2002 para los niños que cursaran primaria, y un subsidio de 24,000 pesos en 2001 y 28,000 pesos en 2002 para los niños que cursaran secundaria (Attanasio, y otros, 2004).

El documento está organizado de la siguiente forma. En la sección 2 se hace una descripción de la literatura relacionada. En la sección 3 se hace la descripción de los datos y la caracterización de la muestra. En la sección 4 se presenta la metodología, en la sección 5 los resultados y por último en la sección 6 las conclusiones.

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5 2. Literatura relacionada

La literatura respecto a la existencia de la brecha de educación entre hermanos y los determinantes de ésta no es muy extensa. Dahan y Gaviria (2003) encuentran que para Brasil, México y Perú esta existe y es aún mayor en familias pertenecientes al primer quintil de riqueza. Causadas por la decisión de los padres de invertir de una manera no equitativa en la educación de sus hijos, principalmente por optimización de recursos escasos3, en Brasil la brecha promedio es de 6.1 años de educación, en México es de 3.7 y en Perú es de 2.6.

Consistente con este tipo de decisiones tomadas por los padres, Barrera-Osorio et al. (2008) encuentran que a la hora de inscribir a sus hijos a un programa de transferencias monetarias condicionadas, los padres no toman decisiones equitativas sobre estos. En promedio, las 6619 familias que participaron en el estudio piloto y seguimiento tenían 2.5 hijos elegibles para ser inscritos en el programa; sin embargo, las familias solo registraron 1.3 hijos. Si bien no se tenía información suficiente para evaluar dentro de cada familia el porqué de esta decisión, lo anterior muestra que sí hay diferencias en la asignación de recursos dentro de las familias4.

A pesar de demostrar que dadas las decisiones de los padres existe una brecha de educación entre hermanos, no existe todavía un estudio que evalúe directamente el impacto de programas como Familias en Acción, u otro tipo de intervenciones, sobre la brecha de educación entre hermanos.

Existe sin embargo una extensa literatura acerca del impacto de programas de transferencias monetarias condicionadas sobre variables que posiblemente pueden ser determinantes de la brecha de educación entre hermanos, como por ejemplo asistencia escolar y trabajo infantil. Esto puede dar indicios acerca del canal a través del cual se evidencia la reducción en la brecha de educación entre hermanos gracias al programa. Por ejemplo, Attanasio et al. (2010) encuentra efectos positivos del programa sobre asistencia escolar y disminución en el trabajo infantil, lo que podría sugerir que gracias a esto la brecha entre hermanos logra reducirse.

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Basándose en un modelo donde se invierte en la educación de un hijo si el rendimiento futuro en términos monetarios que va a obtener gracias a la inversión en educación (b) es mayor al costo de invertir en la educación (h). En este caso si b>h se invierte en la educación de un hijo. En caso de tener recursos escasos, se invierte en educación si y solo si el ingreso futuro de obtener un prestamos e invertir en educación es mayor que el ingreso futuro de no pedir y no invertir en educación.

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6 3. Datos

Para el desarrollo del trabajo se utilizan los datos de la línea de base, primer y segundo seguimiento de las bases de datos de Familias en Acción, recolectadas por el Departamento Nacional de Planeación (DNP) y el Sistema Nacional de Evaluación de Resultados de la Gestión Pública (SINERGIA). Entre junio y octubre del 2002 se inició la recolección de datos de la línea de base, donde de los 122 municipios encuestados del país, se recogieron datos de 11,462 hogares, de los cuales 6,773 eran hogares tratados y 4,689 hogares de control. El primer seguimiento se llevó a cabo entre julio y noviembre del 2003 y 10,742 hogares fueron encuestados, donde 6,316 eran tratados y 4,426 de control. El segundo seguimiento se llevó a cabo entre noviembre del 2005 y abril del 2006, donde 9,566 hogares fueron encuestados, 5,616 tratados y 3,950 de control. Entre la línea de base y el primer seguimiento hay una pérdida de muestra del 6% y entre la línea de base y el segundo seguimiento hay una pérdida de muestra del 17%.

A partir de estas bases de datos se construye la variable de brecha de educación entre hermanos. Se evalúa si se deben hacer restricciones a la muestra de acuerdo a las edades de los hermanos que van a ser evaluados. Para esto se estudian algunas posibles variables que afecten la brecha de educación entre hermanos, como por ejemplo asistencia escolar, deserción y repitencia. De acuerdo con Delgado Barrera (2004), para Colombia hay cobertura escolar del 100% en educación primaria, sin embargo, para educación secundaria aún no se ha alcanzado esta misma cifra. Adicionalmente, en la literatura se evidencia que niños menores de 14 años no reportan una tasa de inasistencia escolar lo suficientemente alta como para suponer que existe una brecha de educación significativa (Attanasio, y otros, 2005). En estos casos, la tasa de vinculación a las instituciones educativas es alta en general, por lo que no se esperaría que hubiera una brecha de educación muy grande.

Para estudiar qué sucede con las familias en línea de base, en el cuadro 1 se observan algunos determinantes de la brecha de educación entre hermanos diferenciando por edades. La primera grafica muestra la edad en la que el niño dejo de asistir al colegio para los niños que reportaron haber desertado de la institución educativa a la que normalmente asistían. Para las edades donde hay un mayor número de desertados, es probable que aumente la brecha educacional entre

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hermanos en casos donde uno de los hermanos sea el que deserta y el otro no. Se evidencia un máximo de deserción a los 12 años, con un 22.5% del total de niños que han desertado. También se observa un aumento significativo entre las edades 9 y 10, donde se pasa de un 3.6% a un 9.7% de niños que desertaron en esas edades respectivamente. En las gráficas 2 y 3 se muestra el número de niños que repitieron año escolar entre línea de base y primer seguimiento y línea de base y segundo seguimiento respectivamente. En ambos casos se observa que es en edades más pequeñas donde se reporta un mayor número de niños que han repetido año escolar y a medida que la edad aumenta, se reportan menos casos de repitencia. En este caso es probable que la brecha de educación entre hermanos aumente si uno de los hermanos es repitente y el otro no.

Adicional a estos determinantes es probable que otras variables, como por ejemplo el número de hermanos, también tengan efectos sobre la brecha de educación entre hermanos. En hogares donde hay más de un hijo hay una mayor probabilidad de que los padres decidan invertir menos, o no invertir, en alguno de los tres hijos; entre más hijos tenga el hogar se hace más difícil la distribución equitativa de recursos, ya que en hogares como los beneficiarios de familias en acción estos suelen ser limitados.

Dado que los posibles determinantes de la brecha de educación entre hermanos afectan de forma distinta a cada grupo de edades, el efecto del programa se estimará utilizando la muestra completa de hogares beneficiarios, es decir hogares que tengan niños entre 7 y 17 años de edad. Adicional a esto se harán dos ejercicios diferentes, el primero utilizando los dos hermanos mayores y el segundo utilizando los dos hermanos menores; esto con el objetivo de evaluar si hay diferencias en los resultados dependiendo de los hermanos evaluados dentro del mismo hogar.

Dadas las restricciones que se hacen a la muestra para la construcción de la variable de brecha de educación entre hermanos, hay pérdida de observaciones para cada uno de los seguimientos. En el cuadro 2 se observan las restricciones hechas a la muestra que compara brecha de educación entre los dos hermanos mayores y los dos hermanos menores respectivamente. Adicional a esto, se muestra la perdida de observaciones entre los seguimientos en cada una de las restricciones hechas. Es necesario aclarar que como la brecha de educación entre hermanos se construye teniendo en cuenta la edad del niño, y que la muestra está restringida a niños que estén entre 7 y 17 años de edad en línea de base, hay ciertos individuos que salen de la muestra en cada uno de

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los seguimientos. Por ejemplo, niños que en línea de base tengan 16 años de edad ya no serán observados en el segundo seguimiento.

Cuadro 1. Variables que afectan la brecha de educación entre hermanos

Gráfica 1. Porcentaje de deserción por edades para familias en línea de base

Gráfica 2. Número de niños que repitieron año Gráfica 3. Número de niños que repitieron al menos escolar entre línea de base y primer seguimiento 1 año escolar entre línea de base y segundo seguimiento

Nota: Estas estadísticas se muestran para los hogares de línea de base restringiéndola a niños entre 7 y 17 años de edad. La repitencia entre línea de base y primer seguimiento se da si el grado que cursa el niño es el mismo para ambos levantamientos. Esto, ya que el primer seguimiento se hace un año después. La repitencia entre línea de base y segundo seguimiento se da si el grado que cursa el niño en segundo seguimiento es menor que el grado de línea de base sumándole 3 años más. Esto, ya que el segundo seguimiento se da entre 3 y 4 años después.

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9 Cuadro 2.Evolución de la muestra

Muestra utilizando los dos hermanos mayores para calcular la brecha educacional

Muestra utilizando los dos hermanos menores para calcular la brecha educacional

Nota: El porcentaje de muestra presenta cómo evoluciona el panel en el tiempo, para cada una de las restricciones hechas. Es decir, el número de hogares en línea de base representa el 100%.

El soporte común se calcula para los hogares que tengan información de la brecha de educación entre hermanos en el periodo pre y post tratamiento, ya que la variable objetivo es la diferencia entre la brecha de educación en el periodo post y en el periodo pre tratamiento. Es por esto que el número de hogares en línea de base después del soporte común va a ser igual al número de hogares en el periodo post, dependiendo de cuál seguimiento se esté tomando como el periodo post.

3157 -- 1352 --Línea de Base Primer seguimiento Segundo seguimiento

Inicial 11462 10742 9566

Número de hogares

Hogares que tengan hijos entre 7 y 17 años

Hogares que tengan 2 o más hijos entre 7 y 17 años

8200 7259 5803

Brecha de educación entre hermanos después de soporte común

--

--83%

Brecha de educación entre hermanos antes de soporte común

5209 3896 1833

5292 100% 4087 77% 2145 41%

75% 35% 89% 71% Porcentaje de muestra Porcentaje de muestra 94% Porcentaje de muestra 100% 100% 100% 2617 100%

Brecha de educación entre hermanos antes de soporte común

5209 4418 85% 2998 58%

Brecha de educación entre hermanos después de soporte común

-- -- 3821

Número de hogares

Línea de Base Porcentaje de muestra Primer seguimiento Porcentaje de muestra Segundo seguimiento Porcentaje de muestra 83%

Hogares que tengan hijos

entre 7 y 17 años 89% 71%

Inicial 11462 100% 10742 94% 9566

Hogares que tengan 2 o más hijos entre 7 y 17 años

8200 100% 7259 5803

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Como se observa en el cuadro 1, se hace una restricción inicial a los hogares que tengan hijos entre 7 y 17 años en línea de base, ya que como se dijo anteriormente este es el rango de edades en el que se va a estudiar dicha brecha. En segundo lugar, se hace una restricción a hogares que tengan dos o más hijos, ya que es una condición necesaria para poder estimar la brecha de educación entre hermanos. Aquí se pierde un número significativo de observaciones, lo que indica que un número no despreciables de hogares tiene solamente un hijo. Finalmente se restringe la muestra a un soporte común (método que será explicado a profundidad más adelante en el capítulo 4), donde quedan hogares que tengan una probabilidad de participación muy parecida, con el fin de poder hacer comparaciones entre estos. Dado que la variable objetivo es la diferencia entre la brecha de educación entre hermanos en el periodo pre y post tratamiento, el soporte común se calcula sobre los hogares que tienen información de la brecha de educación entre hermanos en el periodo pre y post tratamiento. Es por esto que el número de observaciones, una vez se restringe al soporte común, va a depender de si se está comparando la brecha de educación entre hermanos entre línea de base y primer seguimiento y línea de base y segundo seguimiento, como se presenta en la tabla.

En cuanto a la evolución del panel en el tiempo, en el primer seguimiento la muestra cae a un 75% de la muestra inicial de hogares para los que se calcula la brecha de educación utilizando los dos hermanos mayores, y cae a un 85% de la muestra inicial de hogares para los que se calcula la brecha de educación utilizando los dos hermanos menores. Es evidente que para el segundo seguimiento la muestra cae significativamente, donde únicamente queda un 35% de la muestra en el primer caso y un 58% en el segundo caso. Cabe resaltar que para la muestra que utiliza los dos hermanos menores para calcular la brecha de educación entre hermanos, la perdida de observaciones es menor. Esto, ya que al iniciar en línea de base con los hermanos menores estos no van a salir de la muestra - a causa de su edad - en el mismo periodo de tiempo que los dos hermanos mayores.

Se hace una caracterización de la brecha de educación entre hermanos diferenciando entre tratados y controles. La tabla 1 presenta una diferencia de medias en la línea de base, primer y segundo seguimiento, para los hogares donde se calcula la brecha a partir de los dos hermanos menores y los hogares para los que se calcula la brecha a partir de los dos hermanos mayores. Se observa que para el grupo de control, la brecha de educación se mantiene estable para los tres

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periodos de tiempo, e incluso aumenta un poco para el segundo seguimiento cuando es calculada entre los dos hermanos menores. Esto indica que en ausencia del tratamiento no hay una tendencia decreciente de la brecha, lo que es de esperarse, ya que al no pertenecer al programa los hogares no reciben incentivo alguno para cambiar la trayectoria de asistencia escolar de sus hijos. Con respecto al grupo de tratamiento, se observa que en general hay una disminución de la brecha de educación para estos hogares a través del tiempo. Las diferencias entre tratados y controles son significativas para los tres periodos de tiempo, en los dos escenarios de estimación de brecha presentados en la tabla.

Adicionalmente se observa que en los tres periodos de tiempo, y tanto para tratados como controles, la brecha calculada entre los dos hermanos mayores es más grande que la brecha calculada entre los dos hermanos menores. Esto sugeriría que a mayor edad la brecha entre hermanos es más grande, causado probablemente por determinantes como deserción e inasistencia escolar, ya que como se vio anteriormente afecta a niños de edades mayores.

Tabla 1. Diferencia de medias de la brecha de educación entre hermanos

Nota:Para calcular la brecha de educación entre hermanos, primero se calcula una brecha educacional individual de cada hermano. Esta se define como la diferencia entre los años de educación que el niño debería haber cursado si entrara al colegio a los 6 años y hubiera avanzado 1 grado cada año, y el número de años que de hecho ha cursado hasta el momento. Una vez se tiene este valor para ambos hermanos se saca el valor absoluto de la diferencia de brechas de nivel educativo entre hermanos.

Se hace también una caracterización de los hogares de la muestra en línea de base y previo al emparejamiento para observar si existen diferencias significativas en observables. Las tablas 2 y 3 muestran ciertas características de los hogares antes de entrar a ser beneficiarios del programa de Familias en Acción, diferenciando por controles y tratamientos. Es preciso aclarar que las estadísticas se presentan diferenciadas por primer y segundo seguimiento ya que el número de

Media tratados

Media

controles Diferencia Significancia

Línea de base 1.75 1.86 0.11 **

Primer seguimiento 1.73 1.85 0.13 **

Segundo seguimiento 1.64 1.82 0.19 ***

Línea de base 1.50 1.59 0.10 **

Primer seguimiento 1.50 1.59 0.09 **

Segundo seguimiento 1.51 1.62 0.11 **

Brecha calculada entre los dos hermanos menores

Brecha calculada entre los dos hermanos mayores

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hogares en pre emparejamiento al calcular el efecto del programa sobre la diferencia de la brecha educacional entre el primer seguimiento y línea de base no es el mismo número de hogares en pre emparejamiento al calcular el efecto del programa sobre la diferencia de la brecha educacional entre el segundo seguimiento y línea de base. En este sentido, los hogares en línea de base al calcular el efecto para el primer seguimiento no son los mismos hogares en línea de base al calcular el efecto para el segundo seguimiento. Por esta razón, todas las estadísticas y estimaciones hechas serán presentadas separando primer y segundo seguimiento.

Tabla 2. Caracterización de hogares en línea de base y pre emparejamiento. Hogares para los que se calcula la brecha de educación entre los dos hermanos mayores.

*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

Nota: Los hogares que están en primer seguimiento no necesariamente están en segundo seguimiento. Dado que el emparejamiento se hace con respecto a los hogares que estén en cada seguimiento, se presentan las estadísticas descriptivas por separado. El número de hogares en pre emparejamiento al calcular el efecto del programa para primer seguimiento no es el mismo número de hogares en pre emparejamiento al calcular el efecto del programa para segundo seguimiento.

Media tratados Media controles Diferencia Media tratados Media controles Diferencia Variables jefe de hogar

Educación jefe de hogar 0.644 0.632 -0.011 0.141 0.157 0.016

Edad jefe de hogar 40.9 41.6 0.756** 38.7 39.1 0.466

Salario jefe de hogar 190000 210000 20000** 190000 190000 0.000 Tipo de trabajo jefe de hogar 0.459 0.481 0.022 0.496 0.486 -0.010 Variables madre

Educación madre 0.692 0.655 -0.0375** 0.713 0.669 -0.044*

Edad madre 36.5 37.1 0.573** 34.3 34.8 0.489

Decisión plata 0.371 0.329 -0.0414** 0.391 0.319 -0.072***

Variables hermanos

Edad hermano mayor 13.1 13.2 0.090 11.6 11.6 0.003

Edad hermano menor 10.5 10.6 0.087 9.3 9.2 -0.086

Sexo hermano mayor 0.526 0.517 -0.009 0.516 0.532 0.015

Sexo hermano menor 0.516 0.516 0.000 0.508 0.520 0.012

Variables hogar

Número de hijos 3.079 3.240 0.161*** 2.711 2.778 0.068

Hogar monoparental 0.360 0.363 0.003 0.381 0.390 0.009

Casa propia 0.650 0.635 -0.015 0.616 0.602 -0.014

Material techo 0.749 0.862 0.113*** 0.747 0.857 0.109**

Material pisos 0.461 0.481 0.019 0.464 0.463 -0.001

Material pared 0.316 0.193 -0.123*** 0.325 0.197 -0.128***

Energía eléctrica 0.828 0.896 0.068*** 0.828 0.876 0.048**

Acueducto 0.579 0.666 0.086*** 0.604 0.663 0.059

Población municipal 2002 28464 23347 -5117*** 29301 22375 -6926*** Hogares con información de brecha para línea de

base y primer seguimiento

Hogares con información de brecha para línea de base y segundo seguimiento

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Tabla 3. Caracterización de hogares en línea de base y pre emparejamiento. Hogares para los que se calcula la brecha de educación entre los dos hermanos menores.

*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

Al observar las tablas 2 y 3 se evidencia que existen diferencias estadísticamente significativas para un gran número de variables. Se observa por ejemplo que los hogares de control tienen un mayor salario, la madre tiene un menor nivel educativo y tiene un menor poder sobre las decisiones de dinero que se hacen en el hogar. Se observa que los hogares de control tienen un mayor número de hijos y mayor acceso a ciertos servicios públicos como por ejemplo a energía

Educación jefe de hogar 0.649 0.616 -0.033* 0.639 0.624 -0.015

Edad jefe de hogar 41.6 42.0 0.412 40.7 41.0 0.288

Salario jefe de hogar 190000 210000 20000** 190000 200000 10000 Tipo de trabajo jefe de hogar 0.462 0.480 0.019 0.473 0.483 0.010 Variables madre

Educación madre 0.692 0.647 -0.046*** 0.693 0.642 -0.050**

Edad madre 37.0 37.5 0.483* 36.0 36.4 0.361

Decisión plata 0.375 0.333 -0.042** 0.388 0.318 -0.070***

Edad hermano mayor 11.7 11.7 -0.034 10.9 10.8 -0.067

Edad hermano menor 9.1 9.0 -0.063 8.5 8.4 -0.060

Sexo hermano mayor 0.526 0.499 -0.027 0.527 0.512 -0.015

Sexo hermano menor 0.498 0.510 0.012 0.485 0.520 0.035*

Variables hogar

Número de hijos 3.249 3.385 0.135*** 3.327 3.461 0.134**

Hogar monoparental 0.350 0.345 -0.004 0.359 0.343 -0.016

Casa propia 0.650 0.638 -0.012 0.642 0.648 0.006

Material techo 0.745 0.865 0.120*** 0.753 0.851 0.099***

Material pisos 0.466 0.485 0.018 0.459 0.477 0.018

Material pared 0.317 0.191 -0.125*** 0.326 0.200 -0.126***

Energía eléctrica 0.825 0.898 0.073*** 0.828 0.893 0.065***

Acueducto 0.575 0.663 0.089*** 0.581 0.666 0.086***

Población municipal 2002 28473 23245 -5228*** 28468 23147 -5321*** Hogares con información de brecha para línea de

base y primer seguimiento

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eléctrica y acueducto. También se observa que la población municipal en los hogares de control es mucho menor que la población municipal que los hogares tratados. Estas diferencias significativas entre tratados y controles sesgan la estimación del efecto del programa si no se eliminan o disminuyen. Por esta razón deben ser tenidas en cuenta al elegir la estrategia de estimación.

4. Metodología

Por la forma en que fue recolectada la información durante el programa, se puede observar al mismo individuo en los periodos pre y post tratamiento; es decir se tiene un panel de datos. Adicional a esto, la asignación del programa no se hizo de forma aleatoria, por lo que se debe controlar por características preexistentes entre los hogares, donde sería necesario reducir o eliminar por completo estas diferencias. Dado lo anterior, para calcular el efecto del programa sobre la brecha de educación entre hermanos se utilizará una estimación por medio de dobles diferencias emparejadas.

Para obtener un estimador insesgado por medio del modelo de diferencias en diferencias sería necesario que se cumpliera el supuesto de tendencias paralelas, donde se asume que la variable dependiente (en este caso la brecha de educación entre hermanos) habría seguido la misma tendencia, tanto en tratados como controles, en ausencia del programa. Esto se cumple en casos donde la asignación del programa se da de forma aleatoria; sin embargo en este caso no lo es, por lo que no se puede asegurar que se cumpla el supuesto de tendencias paralelas y por lo tanto estimar el impacto del programa por medio de diferencias en diferencias no resultaría adecuado5. Al combinar la metodología de diferencias en diferencias con emparejamiento se reducen las diferencias entre tratados y controles, y por lo tanto se obtiene un mejor resultado.

En primer lugar, para implementar la metodología de dobles diferencias emparejadas, se debe restringir la muestra a un soporte común para asegurar que los grupos de tratamiento y de control sean lo más parecidos posible y eliminar la existencia de un sesgo de selección. Participantes y no participantes por lo general difieren en características observables en ausencia del tratamiento o

5

Dado que en este caso no se cuenta con información previa al levantamiento de línea de base, no es posible probar el supuesto de tendencias paralelas.

(15)

15

programa de implementación; al hacer un soporte común y restringir la muestra a hogares similares en características observables, se asegura estar atenuando el sesgo de selección.

Para restringir la muestra a un soporte común primero se debe elegir un modelo de elección discreta para determinar las probabilidades de pertenecer al programa para ambos grupos (tratamiento y control). En este caso se hará la estimación por medio de un modelo Probit6. Con respecto a las variables a incluir en esta estimación, se deben elegir variables que afecten simultáneamente la participación en el programa (es decir si el individuo es tratado o no) y la variable de resultado, que en este caso será la brecha de educación entre hermanos (Caliendo, Bonn, & Kopeining, 2008). También es importante que las variables que puedan ser afectadas por la anticipación del programa no sean incluidas en esta estimación. Adicional a esto se revisaron las variables utilizadas por Attanasio et. al (2004), en el reporte sobre la evaluación de Familias en Acción, donde se proponen algunas variables para incluir en las estimaciones para hacer soporte común de acuerdo a la información que se obtuvo a partir de los cuestionarios de Familias en Acción. Se utilizaron características del hogar como por ejemplo material de la vivienda y acceso a servicios públicos ya que tienen relación con los ingresos del hogar, lo que tendría influencia sobre asistencia escolar y brecha educacional. Variables como la educación del jefe de hogar y conyugue también están muy relacionadas con la variable dependiente por lo que fueron incluidas en la regresión.

En la tabla 4 se muestran las estimaciones hechas para determinar la probabilidad de participación en el programa para los hogares en los que se calcula la brecha de educación entre los dos hermanos mayores. Se evidencia que en primer seguimiento la asignación de tratamiento depende de variables como la edad del jefe de hogar, la educación de la madre, el salario del jefe de hogar, de quién toma las decisiones sobre el dinero en el hogar, del número de hijos en el hogar, de la población municipal y de ciertas características físicas y de servicios públicos del hogar. Para el segundo seguimiento el tratamiento depende sobretodo de las características del hogar, pero no de las características del jefe hogar y de la madre. En la tabla 5 se muestran las estimaciones hechas para determinar la probabilidad de participación en el programa para los hogares en los que se calcula la brecha de educación entre los dos hermanos menores. En este caso se evidencia que en ambos seguimientos la asignación de tratamiento depende de la

6

De acuerdo con (Caliendo, Bonn, & Kopeining, 2008), para casos de elección binaria, modelos logit y probit tienen resultados similares, por lo que ambos funcionarían en este caso.

(16)

16

educación de la madre, el salario del jefe de hogar, de quien toma las decisiones sobre el dinero en el hogar, del número de hijos en el hogar, de la población municipal y de ciertas características físicas y de servicios públicos del hogar.

Si bien en ambas tablas hay algunas variables que resultan ser no significativas a la hora de determinar el tratamiento, estas se incluyeron de todas formas ya que mejoran la predicción del modelo. Para determinar si en efecto la estimación de la participación en el programa es la adecuada, una vez se predice la probabilidad de participación se hace la misma estimación probit pero incluyendo la probabilidad predicha. En teoría, dado que se incluye la probabilidad de participación predicha en esta estimación, el resto de las variables deberían ser no significativas en determinar el tratamiento (Bernal & Peña, 2011). En el anexo 1 y 2 se incluyen las estimaciones hechas para comprobar que los modelos utilizados para estimar la probabilidad de participación cumplen con esto.

(17)

17

Tabla 4. Estimación de la participación en el programa. Hogares para los que se calcula la brecha de educación entre los dos hermanos mayores.

Primer seguimiento Segundo seguimiento

0.000355 0.000210 (0.00174) (0.00269) -0.00232* -0.00191 (0.00140) (0.00207) -0.00158 0.000148 (0.0199) (0.0386) 0.0394* 0.0405 (0.0207) (0.0297) -3.97e-07*** 5.74e-08 (9.00e-08) (5.64e-08) 0*** (0) -0.0190** -0.0485** (0.00803) (0.0189) 0.0591*** 0.0832*** (0.0190) (0.0268) -0.139*** -0.128*** (0.0230) (0.0322) 0.0669*** 0.0843*** (0.0199) (0.0284) 0.136*** 0.128*** (0.0203) (0.0287) -0.124*** 0.408** (0.0252) (0.201) -0.0207 -0.0992*** (0.0221) (0.0299) 2.13e-05*** 2.08e-05*** (1.48e-06) (2.09e-06) -2.02e-10*** -1.91e-10*** (0) (0)

Observaciones 3,402 1,626

Población 2002

Población 2002^2 Energía eléctrica

Acueducto

Variable Tratamiento

Errores estándar en paréntesis *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

--Edad madre

Edad jefe de hogar

Educación jefe de hogar

Educación madre

Salario jefe de hogar

Salario jefe de hogar^2

Número de hijos

Decisión plata

Material techo

Material pisos

(18)

18

Tabla 5. Estimación de la participación en el programa. Hogares para los que se calcula la brecha de educación entre los dos hermanos menores

-0.00111 -0.00139 (0.00161) (0.00194) -0.00147 -0.00131 (0.00132) (0.00156) 0.0219 -0.000815 (0.0187) (0.0220) 0.0397** 0.0495**

(0.0193) (0.0229) -3.09e-07*** -3.85e-07**

(8.49e-08) (1.56e-07)

0*** 0

(0) (0)

-0.0150** -0.0312** (0.00767) (0.0123) 0.0630*** 0.0874***

(0.0178) (0.0209) 0.0705*** 0.0486**

(0.0187) (0.0222) -0.159*** -0.134***

(0.0212) (0.0250) -0.170** -0.109 (0.0717) (0.0940) -0.0479** -0.0324 (0.0205) (0.0236) 2.08e-05*** 2.12e-05***

(1.38e-06) (1.66e-06) -1.96e-10*** -2.00e-10***

(0) (0)

Población 2002

Población 2002^2

*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

Errores estándar en paréntesis Edad madre

Edad jefe de hogar

Educación madre

Número de hijos

Decisión plata

Material techo

Material pisos

Energía eléctrica

(19)

19

Después de haber calculado la probabilidad de participación, se restringe la muestra al soporte común utilizando el criterio del mínimo y el máximo. Se eliminan las observaciones que están por debajo de la probabilidad de participación mínima y por encima de la probabilidad de participación máxima del otro grupo.

Una vez se restringe la muestra a la región de soporte común, se procede a hacer el emparejamiento de los hogares. Se hicieron diferentes pruebas con varios métodos de emparejamiento. Se utilizó el método de vecino más cercano, con uno, cinco y diez vecinos; también el método de distancia máxima con radio de 0.001 y 0.005; finalmente se probó el emparejamiento por el método kernel y por lineal local. Para elegir el método que mejor estimaba el efecto del programa se evaluó el balanceo de las variables de interés. En este caso se evaluó el balanceo sobre las variables que determinaban la participación del programa y algunas adicionales que en teoría no deberían ser significativamente diferentes entre tratados y controles para que el efecto del programa estimado fuera el adecuado. Estas variables adicionales son por ejemplo las edades y el sexo de los hermanos evaluados y la probabilidad de participación en el programa.

Para la estimación del efecto del programa sobre la brecha de educación entre los dos hermanos mayores - para primer y segundo seguimiento - el método que dio el mejor resultado fue el de emparejamiento por distancia máxima con radio de 0.001. Este método hace el emparejamiento de los tratados con la observación de control más cercana siempre y cuando la distancia entre las probabilidades de participación sea menor o igual a 0.001. Esto mejora la calidad del emparejamiento por ejemplo en comparación al método del vecino más cercano, ya que este último no tiene en cuenta una distancia máxima y podría emparejar observaciones que no sean muy parecidas entre sí. Como se observa en la tabla 6, una vez hecho el emparejamiento, las diferencias entre tratados y controles ya no son significativas. Esto indica que todas las variables están balanceadas y la estimación del efecto del programa sobre la brecha de educación entre hermanos no va a estar contaminado por las diferencias pre existentes entre tratados y controles.

(20)

20

Tabla 6. Caracterización de hogares en línea de base y post emparejamiento. Hogares para los que se calcula la brecha de educación entre los dos hermanos mayores.

*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

Nota: La estadísticas que se muestran son después de emparejamiento por distancia máxima con radio de 0.001. Los hogares que están en primer seguimiento no necesariamente están en segundo seguimiento. Dado que el emparejamiento se hace con respecto a los hogares que estén en cada seguimiento, se presentan las estadísticas descriptivas por separado. El número de hogares en pre emparejamiento al calcular el efecto del programa para primer seguimiento no es el mismo número de hogares en pre emparejamiento al calcular el efecto del programa para segundo seguimiento.

Para la estimación del efecto del programa sobre la brecha de educación entre los dos hermanos menores - para primer y segundo seguimiento - el método que dio el mejor resultado también fue el de distancia máxima con radio de 0.001. Como se observa en la tabla 7, una vez se hace el emparejamiento, las diferencias entre trataos y controles ya no son significativas, lo que indica una vez más que se cumple la condición de balanceo.

Educación jefe de hogar 0.638 0.643 0.004 0.158 0.168 0.010

Edad jefe de hogar 40.9 41.1 0.184 38.8 38.5 -0.346

Salario jefe de hogar 180000 180000 0.000 180000 180000 0.000

Tipo de trabajo jefe de hogar 0.461 0.475 0.015 0.496 0.486 -0.011

Variables madre

Educación madre 0.686 0.687 0.001 0.712 0.703 -0.009

Edad madre 36.5 36.5 -0.071 34.3 34.2 -0.109

Decisión plata 0.365 0.369 0.004 0.390 0.373 -0.017

Edad hermano mayor 13.1 13.1 0.024 11.6 11.6 0.035

Edad hermano menor 10.5 10.5 -0.039 9.3 9.4 0.061

Sexo hermano mayor 0.529 0.513 -0.016 0.517 0.524 0.006

Sexo hermano menor 0.513 0.501 -0.012 0.505 0.512 0.007

Variables hogar

Número de hijos 3.097 3.108 0.011 2.712 2.742 0.030

Hogar monoparental 0.361 0.380 0.019 0.381 0.397 0.016

Casa propia 0.649 0.642 -0.007 0.605 0.614 0.009

Material techo 0.775 0.778 0.004 0.749 0.736 -0.013

Material pisos 0.472 0.478 0.005 0.462 0.457 -0.005

Material pared 0.289 0.304 0.015 0.324 0.316 -0.008

Energía eléctrica 0.849 0.852 0.004 0.827 0.839 0.012

Acueducto 0.607 0.587 -0.020 0.606 0.574 -0.032

Población municipal 2002 27509 27102 -407 26831 26658 -173

Probabilidad de participación 0.624 0.624 0.000 0.654 0.651 -0.003

Hogares con información de brecha para línea de base y primer seguimiento

(21)

21

Tabla 7. Caracterización de hogares en línea de base y post emparejamiento. Hogares para los que se calcula la brecha de educación entre los dos hermanos menores.

*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

Nota: La estadísticas que se muestran son después de emparejamiento por distancia máxima con radio de 0.001. Los hogares que están en primer seguimiento no necesariamente están en segundo seguimiento. Dado que el emparejamiento se hace con respecto a los hogares que estén en cada seguimiento, se presentan las estadísticas descriptivas por separado. El número de hogares en pre emparejamiento al calcular el efecto del programa para primer seguimiento no es el mismo número de hogares en pre emparejamiento al calcular el efecto del programa para segundo seguimiento.

Educación jefe de hogar 0.649 0.637 -0.012 0.638 0.628 -0.010

Edad jefe de hogar 41.5 41.6 0.092 40.7 40.7 0.071

Salario jefe de hogar 180000 180000 0.000 180000 180000 0.000

Tipo de trabajo jefe de hogar 0.461 0.465 0.004 0.472 0.471 -0.001

Variables madre

Educación madre 0.692 0.684 -0.008 0.693 0.689 -0.003

Edad madre 37.0 37.1 0.081 36.0 36.1 0.075

Decisión plata 0.375 0.369 -0.006 0.389 0.384 -0.004

Edad hermano mayor 11.7 11.7 -0.023 10.9 10.9 -0.011

Edad hermano menor 9.0 9.0 0.000 8.5 8.5 0.036

Sexo hermano mayor 0.525 0.519 -0.007 0.527 0.522 -0.004

Sexo hermano menor 0.498 0.494 -0.004 0.485 0.479 -0.006

Variables hogar

Número de hijos 3.260 3.242 -0.019 3.328 3.407 0.079

Hogar monoparental 0.350 0.352 0.002 0.358 0.349 -0.009

Casa propia 0.650 0.639 -0.011 0.644 0.641 -0.004

Material techo 0.745 0.750 0.005 0.752 0.766 0.013

Material pisos 0.467 0.473 0.006 0.459 0.466 0.007

Material pared 0.306 0.323 0.017 0.311 0.320 0.008

Energía eléctrica 0.825 0.841 0.016 0.827 0.843 0.016

Acueducto 0.574 0.578 0.004 0.581 0.593 0.012

Población municipal 2002 28203 28378 175 28150 27943 -207

Probabilidad de participación 0.633 0.630 -0.003 0.635 0.632 -0.003

Hogares con información de brecha para línea de base y primer seguimiento

(22)

22 5. Resultados

A continuación se presentan los resultados de evaluar el impacto del programa de Familias en Acción sobre la brecha de educación entre hermanos. Se divide en dos secciones. La sección 5.1 presenta el resultado del efecto general del programa para todos los hogares de las muestras y la sección 5.2 presenta los ejercicios hechos diferenciado por composición de genero de los hermanos evaluados.

5.1Efecto del programa sobre la brecha educacional entre hermanos.

El efecto del programa de Familias en Acción sobre la brecha de educación entre hermanos se presenta en las tablas 8 y 9. Tanto para los hogares en los que se calculó la brecha de educación entre los dos hermanos mayores como para los hogares en los que se calculó la brecha de educación entre los dos hermanos menores, el programa no tiene efecto alguno en el primer seguimiento. Este resultado es robusto al método de emparejamiento utilizado.

En cuanto al segundo seguimiento, se encuentra que para los hogares en los que se calculó la brecha de educación entre los dos hermanos mayores, ser beneficiario del programa de Familias en Acción reduce la brecha de educación entre hermanos en 0.23 años de educación. Este resultado se da por medio del método de emparejamiento de distancia máxima con radio de 0.001, ya que como se evidencio en el capítulo 4, es el método que mejor cumple con la condición de balanceo. Si bien este fue el método que mejor estima el efecto del programa, se evidencia que los resultados obtenidos con otros métodos de emparejamiento también son significativos y similares en cuanto a magnitud.

Para los hogares en los que se calculó la brecha de educación entre los dos hermanos menores, ser beneficiario del programa reduce la brecha entre hermanos en 0.19 años de educación. Una vez más, este resultado se da por medio del método de emparejamiento de distancia máxima con radio de 0.001. También en este caso los resultados obtenidos por medio de otros métodos de emparejamiento son significativos y similares en magnitud.

(23)

23

Tabla 8. Efecto del programa de Familias en Acción sobre la brecha educacional entre hermanos. Hogares para los que se calcula la brecha entre los dos hermanos mayores.

Tabla 9. Efecto del programa de Familias en Acción sobre la brecha educacional entre hermanos. Hogares para los que se calcula la brecha entre los dos hermanos menores.

Primer seguimiento Segundo seguimiento 0.0040 -0.3285*** (0.0581) (0.1213) -0.0531 -0.3109*** (0.0495) (0.0988) -0.0365 -0.3234*** (0.0478) (0.0966) -0.0246 -0.2335** (0.0504) (0.1088) -0.0257 -0.2829*** (0.0476) (0.0996) -0.0241 -0.2779*** (0.0460) (0.0932) -0.0232 -0.3005** (0.0581) (0.1213)

Comparando los dos hermanos mayores

Vecino más cercano

Cinco vecinos

Diez vecinos

Distancia máxima con radio 0.001

Kernel

Lineal local

Método de emparejamiento

-0.0139 -0.2006** (0.0477) (0.0853) -0.0428 -0.2429*** (0.0408) (0.0723) -0.0457 -0.2537*** (0.0394) (0.0699) -0.0441 -0.1958*** (0.0402) (0.0741) -0.0537 -0.2318*** (0.0398) (0.0707) -0.0499 -0.2597*** (0.0376) (0.0671) -0.0553 -0.2999*** (0.0477) (0.0853)

Comparando los dos hermanos menores

Vecino más cercano

Cinco vecinos

Diez vecinos

Lineal local

Método de emparejamiento

(24)

24

5.2Efecto del programa sobre la brecha educacional entre hermanos diferenciando por grupo de hogares.

Adicional al efecto general estimado sobre la muestra completa, se hizo un ejercicio para evaluar si el efecto del programa era diferente entre hogares donde los dos hermanos evaluados son de diferente género (composición de género mixta) y entre hogares donde los hermanos evaluados son del mismo género (composición de género no mixta). Para esto se utilizaron los mismos modelos de estimación de la probabilidad de participación y se dividieron las muestras entre grupos de hogares con composición de género mixta y grupos de hogares con composición de género no mixta. El emparejamiento se hizo una vez más utilizando el método de distancia más cercana con radio 0.001.

La tabla 10 muestra los resultados de las estimaciones. En primer lugar, para la brecha estimada con los dos hermanos mayores se evidencia que en primer seguimiento no hay efecto diferenciado del programa. En segundo seguimiento se observa que ser beneficiario del programa y tener una composición de género mixta reduce la brecha de educación en 0.364 años. Para los hogares con hermanos de composición de género no mixta no se observa ningún efecto del programa.

Para la brecha estimada con los dos hermanos menores se observa que hay un efecto del programa en el primer y segundo seguimiento sobre los hogares con hermanos de composición de género mixta. En el primer seguimiento, ser beneficiario del programa y tener una composición de género mixta reduce la brecha de educación entre hermanos en 0.104 años. En el segundo seguimiento esta reducción es de 0.195 años. Una vez más no se evidencia efecto del programa para hermanos con composición de género no mixta.

Los anteriores resultados indican que el programa tiene un mayor efecto sobre los hermanos que son de diferente género. Una posible explicación es que dadas las diferencias por género en cuanto a asistencia escolar y trabajo infantil (Attanasio et. al 2010) y posiblemente factores de violencia (Gerardino, 2013), la brecha de educación entre hermanos de diferente género puede ser mayor que la brecha entre hermanos del mismo género. Esto causaría que el programa tenga un mayor impacto dada la magnitud de la brecha inicial.

(25)

25

Tabla 10. Efecto del programa de Familias en Acción sobre la brecha educacional entre hermanos diferenciando entre parejas de hermanos del mismo sexo y de diferente sexo.

Nota: La estimación del efecto del programa se hace por el método de distancia máxima con radio 0.001. Composición de género mixta se refiere a que la pareja de hermanos con la que se calcula la brecha de educación es de diferente sexo. Composición de género no mixta se refiere a que la pareja de hermanos con la que se calcula la brecha de educación es del mismo sexo.

ATT composición de género mixta

ATT composición de género no mixta

ATT composición de género mixta

ATT composición de género no mixta

0.0120 -0.0266 -0.364** -0.1224

(0.0819) (0.0684) (0.1725) (0.1598)

Observaciones 1,551 1,606 650 702

-0.104* -0.0072 -0.195*** -0.134

(0.0597) (0.0617) (0.0741) (0.1088)

Observaciones 1,927 1,894 1,312 1,305

Errores estándar en paréntesis Brecha de educación entre

los dos hermanos menores

*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 Brecha de educación entre

(26)

26 6 Conclusiones

Con base en la idea que en una misma familia es posible no solo transmitir desigualdad de generación en generación, sino que de hecho es posible generarla dentro del mismo hogar para una misma generación (entre hermanos), este estudio concluye que la brecha entre hermanos puede ser reducida por un aumento en el acceso a la educación de las familias vulnerables a través las trasferencias monetarias condicionadas (en este caso Familias en Acción). Dada la hipótesis inicial, donde la naturaleza de la brecha de educación entre hermanos en familias de bajos recursos es causada por que los padres deciden invertir de forma discriminada en la educación de sus hijos, se confirma que las familias que pueden acceder al subsidio logran disminuir las desigualdades de acceso a la educación de sus hijos.

Se evaluó el impacto del programa de Familias en Acción sobre la brecha de educación entre hermanos para dos tipos de muestras. La primera calculando la brecha de educación entre los dos hermanos mayores en el hogar y la segunda calculando la brecha de educación entre los dos hermanos menores en el hogar. Un año después de haber iniciado el programa no se encuentra efecto alguno sobre la brecha. Sin embargo, 3 años después de haber iniciado el programa se encuentra que hay una disminución de 0.23 años de educación en la brecha entre los dos hermanos mayores y hay una reducción de 0.19 años de educación en la breca entre los dos hermanos menores. Con respecto a las diferencias de género, se evidencia que el programa tiene un mayor impacto sobre hermanos de diferente género.

Si bien el efecto general del programa es un efecto pequeño, esta reducción de la brecha en una misma generación contribuye posiblemente a una reducción futura de la desigualdad en ingresos. Facilitar el acceso a la educación y disminuir las restricciones al capital de las familias más vulnerables a través del subsidio de Familias en Acción reduce la posibilidad de seguir transmitiendo y creando desigualdad entre y dentro de una misma generación. Esto contribuye a mitigar desigualdades de ingresos y oportunidades futuras entre los individuos más pobres del país, mejorando así sus condiciones socioeconómicas en el largo plazo. Adicionalmente, se ayudan a corregir diferencias de género en el acceso a la educación. Esto es importante, teniendo en cuenta que al reducir desigualdades educativas por género, se podrían reducir diferencias salariales futuras entre hombres y mujeres al aumentar la probabilidad de acceder a mejores empleos.

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27 Bibliografía

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(29)

29 Anexos:

Anexo 1. Prueba de verificación del soporte común. Hogares para los que se calcula la brecha de educación entre los dos hermanos mayores.

1.223*** 1.418 (0.443) (1.173) -0.000107 -8.68e-05 (0.00175) (0.00270) 0.000433 0.000663 (0.00173) (0.00297) 0.000921 -0.00119 (0.0200) (0.0387) -0.00748 -0.0164 (0.0265) (0.0549) 4.82e-08 -1.99e-08 (1.43e-07) (8.46e-08) -0 (0) 0.00354 0.0182 (0.0114) (0.0582) -0.0112 -0.0296 (0.0322) (0.0986) 0.0196 0.0408 (0.0655) (0.152) -0.0114 -0.0309 (0.0339) (0.0998) -0.0221 -0.0440 (0.0636) (0.151) 0.0189 -0.0441 (0.0616) (0.404) 0.109 0.0339 (0.103) (0.117) 1.33e-05 2.37e-05 (1.41e-05) (1.67e-05) 1.01e-10 -1.93E-10 (1.34e-10) (1.54e-10)

Población 2002^2 Población 2002 Material pared

Energía eléctrica

Acueducto

Tratamiento Variable

--Pscore

Edad madre

Edad jefe de hogar

Educación madre

Número de hijos

Decisión plata

Material techo

(30)

30

Anexo 2. Prueba de verificación del soporte común. Hogares para los que se calcula la brecha de educación entre los dos hermanos menores.

0.972 1.518*

(0.662) (0.868) -7.29e-05 0.000601 (0.00174) (0.00224) -0.000104 0.000582 (0.00162) (0.00190) 0.00151 7.22e-05 (0.0233) (0.0221) 0.00183 -0.0244 (0.0320) (0.0475) -1.83e-08 1.25e-07 (1.84e-07) (2.42e-07)

0 -0

(0) (0)

-0.00338 -0.0129 (0.0115) (0.00885) 0.00386 -0.0420 (0.0444) (0.0781) 0.00356 -0.0236 (0.0489) (0.0467)

-0.0164 0.0613

(0.105) (0.121)

-0.0183 0.0458

(0.139) (0.143) -0.00392 0.0149 (0.0371) (0.0362) 2.71e-06 1.15e-05 (1.21e-05) (1.44e-05)

1.10e-06 -1.86e-10 (1.14e-10) (1.37e-10)

Población 2002

Población 2002 2 Acueducto

Pscore

Edad madre

Edad jefe de hogar

Educación madre

Salario jefe de hogar 2

Número de hijos

Decisión plata

Material techo

Material pisos