DOI: 10.13043/DYS.75.7

Bancarización y empoderamiento femenino

Banking and Women Empowerment

Camila Uribe Mejía¹

1 Máster en Economía de la Universidad de los Andes (Bogotá, Colombia). Correo electrónico de contacto: camiuribe101@gmail.com.

Resumen

El acceso al sistema financiero ha mostrado tener efectos positivos sobre los hogares pobres. Al darles acceso a las mujeres al sistema bancario, se podría esperar un aumento en sus activos psicológicos y físicos y, por tanto, en los instrumentos que fomentan el empoderamiento, entendido este como la toma de decisiones en sus hogares y su comunidad. Esto puede generar impactos sobre variables de bienestar a nivel individual, del hogar y de la sociedad. Usando las bases de datos de la evaluación del programa colombiano de transferencias condicionadas Familias en Acción, se investigan los impactos de la bancarización sobre el empoderamiento de las mujeres aprovechando la apertura de cuentas de ahorro para las beneficiarias en 2009. No se encuentra impacto de la bancarización en el empoderamiento femenino a nivel del hogar, pero sí a nivel social con respecto a la participación en organizaciones de la comunidad.

Palabras clave: Empoderamiento, bancarización, agency, capital social.

Clasificación JEL: C78, D13, D31, D63, J16.

Abstract

Access to financial system has shown to have positive effects on poor households. Therefore giving women access to the banking system could generate an increase in their psychological and physical assets and consequently provide additional tools that foster empowerment: decision making in their homes and in their community. This may cause impacts on welfare variables at an individual, household and community level. Using databases from the conditional transfer program in Colombia, Familias en Acción, I investigate the impact of banking over the empowerment of women. This is done taking advantage of the banking process that began in 2009 where saving accounts were opened for beneficiaries. The results show that there is no impact on female empowerment at the household level but in a social level there is a positive effect in terms of participation in community organizations.

Key words: Empowerment, banking, agency, social capital.

JEL classification: C78, D13, D31, D63, J16.

Introducción

En este artículo se busca evaluar si la bancarización es un buen instrumento para fomentar el empoderamiento de las mujeres vulnerables en Colombia que participan en Familias en Acción (FeA). Los objetivos principales de este programa de transferencias condicionadas son combatir la pobreza, promover la eficiencia y equidad, solucionar problemas de demanda vía la condicionalidad de los subsidios y suavizar los choques negativos en estos hogares. El programa Familias en Acción ha incorporado en su agenda otros objetivos a favor del desarrollo. Uno de ellos es otorgarle a la mujer un rol central en el manejo del subsidio, con el fin de fomentar su empoderamiento, aprovechando el hecho de que las madres son las beneficiarias directas del dinero² y, por tanto, las responsables de los requerimientos y obligaciones³ del programa (Janvry y Sadoulet, 2004, 2006). Es así como se espera afianzar el poder de negociación de las mujeres y el desarrollo de su liderazgo en sus hogares y comunidades (Villatoro, 2007).

El empoderamiento femenino no ha adquirido importancia solo en Colombia sino también a nivel global. Un aumento en la habilidad femenina para tomar decisiones en la vida y en la de quienes las rodean (Kabeer, 1999) disminuye la inequidad de género y favorece el desarrollo de los países (Banco Mundial, 2012; Elborgh-Woytek et al., 2013). Sin embargo, la literatura evidencia que los impactos de los subsidios condicionados sobre el empoderamiento son mixtos. Según Molyneux (2009) un subsidio monetario solo proporciona poder a las madres con respecto a sus hijos pero no a nivel personal y concluye que existe una necesidad de reforzar las políticas públicas para tener resultados más contundentes. Afianzar el efecto de empoderamiento en los subsidios condicionados requiere de instrumentos de política que mejoren el desarrollo de las capacidades de las madres y aumenten la posibilidad de que ellas mismas tomen decisiones en favor de su hogar y comunidad. La bancarización puede ser el instrumento que permita consolidar este efecto de empoderamiento, dado que tiene efectos positivos en variables de desarrollo y, además, permite a las mujeres tener mayor control sobre los recursos del hogar, como se ha visto en varios proyectos que incentivan el uso del sistema financiero en América Latina.

Junto con el empoderamiento en el hogar, el empoderamiento a nivel del capital social se considera un activo intangible que hace referencia a las relaciones familiares y sociales y que construye capital humano, confianza e incluso estimula el desarrollo económico de las comunidades (Bagnasco, Piselli, Pizzorno y Trigilia, 2003; Loury, 1997; Woolcock 1998). Dasgupta (1999) afirma que el capital social es un conjunto de "instituciones, relaciones, actitudes y valores que rigen la interacción de las personas y facilitan el desarrollo económico y la democracia". La importancia de impulsar a las madres beneficiarias a participar más en las relaciones sociales en favor de su propio bienestar y el de su comunidad es una manera de darles poder de decisión y estimular su autoestima. Por ende, se espera que el poder adicional que reciben las mujeres al ser bancarizadas se vea reflejado en una mayor participación social que impulse su desarrollo personal, el de sus hogares y el de sus comunidades.

Dado el impacto positivo que genera el empoderamiento femenino, se quiere evaluar si la bancarización del programa de transferencias condicionadas en Colombia es una estrategia efectiva para aproximarse al problema del poder de negociación de las mujeres, tanto en el hogar como en su comunidad. Esta investigación es aún más relevante para el país al considerar que los efectos del subsidio sobre el empoderamiento son negativos (Camacho y Rodríguez, 2012), lo que da a entender que el subsidio le resta poder de negociación a las mujeres. Se espera demostrar que la bancarización del programa de Familias en Acción las empodera con respecto a sus decisiones en el hogar y al capital social, lo cual revertiría los efectos perversos del subsidio. Como resultado, se encuentra que la bancarización del programa FeA en Colombia no genera efectos sobre el empoderamiento en el hogar pero sí a nivel social. Las madres aumentan su participación en organizaciones de la sociedad e incrementan así su capital social.

El documento está dividido en cinco secciones. La primera es la revisión de literatura, donde se resumen los principales resultados de programas de transferencias condicionadas y de bancarización sobre el empoderamiento femenino a nivel hogar y social. La segunda sección es el marco conceptual que explica los canales a través de los cuales la bancarización puede empoderar. Los datos corresponden a la tercera sección, donde se explican las bases de datos que se usarán y las consideraciones pertinentes. La cuarta sección es la metodología que explica el modelo y alude específicamente a la metodología y los resultados del análisis sobre el empoderamiento en las decisiones del hogar y con respecto al capital social. Por último, la quinta sección son las conclusiones.

I. Revisión de literatura

Los programas de transferencias condicionadas presentan efectos mixtos sobre el empoderamiento. Algunos estudios demuestran efectos positivos a nivel del hogar y la sociedad. Por ejemplo, para el caso de México, Skoufias y McClafferty (2001) y Adato, De la Brière, Quisumbing y Mindek (2000a) encuentran que en las decisiones relacionadas con el consumo del hogar y respecto al uso del dinero extra las mujeres aumentan su poder de decisión. Asimismo, evaluaciones cualitativas de Progresa-Oportunidades, el programa de Transferencias Condicionadas de México, evidencian que las mujeres desarrollan una posición más influyente dentro de la comunidad y aumentan sus niveles de autoestima (Escobar y Gonzáles de la Rocha, 2009; Gonzáles de la Rocha y Escobar, 2004). En Brasil, con el programa Bolsa Familia los resultados son similares. Las madres beneficiarias incrementan su poder de decisión, mejoran su autopercepción y participan más en actividades de la comunidad (Suárez y Libardoni, 2008; Veras y Silva, 2010a, 2010b). Esto es consistente con lo que hallan De Brière y Quisumbing (2000), para el caso de Bangladesh.

Si bien en Brasil y México se evidencia un aumento en el poder de decisión en el hogar, en Colombia los resultados son opuestos (Veras y Silva, 2010a, 2010b). Camacho y Rodríguez (2012) encuentran que el subsidio tiene un efecto negativo sobre la probabilidad de que la madre tome decisiones en el hogar. Además, según Attanasio y Gómez (2006) las mujeres rurales en Colombia no aumentan su participación en las decisiones de educación y salud de los niños, ni en aspectos relacionados con el dinero, el uso de anticonceptivos o la vida social. El efecto perverso de Familias en Acción sobre el empoderamiento se explica porque se refuerza el rol tradicional de la mujer y se reproduce la idea de su papel doméstico (Adato et al., 2000b; Arriagada y Mathivet, 2007; Gonzales de la Rocha, 2005). Los impactos negativos también podrían tener que ver con el hecho de que los hombres se sienten vulnerados en su capacidad de decisión al ver a las madres ser las protagonistas del subsidio. Para mantener su estatus influencian más las decisiones del hogar (Duryea y Schargrodsky, 2007). Más aún, como lo mencionan Camacho y Rodríguez (2012), otra posible reacción de los hombres frente al protagonismo de las mujeres podría ser el incremento de la violencia intrafamiliar (Bobonis, Castro y Gonzales-Brenes, 2009).

Una situación similar se presenta en programas como Chile Solidario, con respecto al capital social. Si bien en la mayoría de estudios de transferencias condicionadas la participación de la madre en actividades sociales se incrementa, existen otros estudios que demuestran efectos perversos del subsidio condicionado sobre el capital social. En Chile, por ejemplo, se demuestra que, debido a la manera como se escogen las familias beneficiarias, el capital social de la comunidad se resquebraja frente a la ausencia de intervenciones comunitarias (Larrañaga y Contreras, 2010; Nun y Trucco, 2008). Asimismo, en Familias en Acción las mujeres rurales disminuyen su participación social con el subsidio (Attanasio y Gómez, 2006).

En este contexto, se quiere estudiar si la bancarización es el instrumento requerido para que el subsidio empodere a las mujeres en su hogar y comunidad. La evidencia empírica demuestra que la relación entre bancarización y empoderamiento en tales escenarios puede tener a su vez efectos mixtos. Algunos estudios como los pilotos Proyecto de Desarrollo del Corredor Puno Cusco y el Proyecto Sierra Sur evidencian efectos positivos. Estas iniciativas, cuyo objetivo es bancarizar por medio de cuentas de ahorro, generan efectos positivos sobre el empoderamiento de las mujeres de bajos recursos en Perú. Además, aquellas que reciben el tratamiento se acercan más a las prácticas de ahorro (93%) y buscan nuevos instrumentos financieros (Trivelli, 2009). Berumen y Asociados (2010) encuentran que la bancarización del programa Oportunidades en México fortalece a las mujeres en el manejo del dinero y la toma de decisiones respecto a temas de alimentación y salud. Otros ejemplos de éxito de la bancarización son los programas que incentivan el ahorro en mujeres beneficiarias de transferencias condicionadas. Trivelli, Montenegro y Gutiérrez (2011) hallan que el programa piloto de inclusión financiera femenina denominado Promoción del Ahorro en Familias Juntos, en Perú, aumenta la autoestima de las madres y les arraiga el sentido de ciudadanía. Algo similar sucede con el proyecto de Mujeres Ahorradoras de Familias en Acción en Colombia, donde, según Zilveti y Fuentes (2010), las mujeres interiorizan el concepto de autovaloración y reconocen la importancia de su aporte en el hogar y su comunidad.

Sin embargo, en otros países se encuentran resultados contrarios. Duryea y Schargrodsky (2007) evalúan el programa Jefes y Jefas del Hogar en Argentina y descubren que la bancarización no genera ningún efecto sobre el empoderamiento o el capital social. La utilización de las tarjetas no es exclusiva de las madres beneficiarias cuando ellas divulgan la clave a sus compañeros y, debido a razones de seguridad, se incentiva el uso de la tarjeta por parte de ambos padres.

Dados los efectos mixtos de la bancarización sobre el empoderamiento, se requiere entender si el impacto negativo de la transferencia condicionada sobre el empoderamiento femenino en Familias en Acción está siendo contrarrestado con las iniciativas de inclusión financiera del programa. Si bien Maldonado y Urrea (2010) concluyen que la bancarización en Familias en Acción tiene impactos positivos sobre el ahorro, la financiación y el acceso a otros productos financieros, no existe un estudio sobre empoderamiento femenino a nivel nacional del programa de bancarización en Familias en Acción. Por tanto, el documento aporta a la literatura de empoderamiento, nutre la política pública y fomenta intervenciones de calidad en favor del desarrollo y la equidad de género.

II. Marco conceptual

El empoderamiento se define como un aumento en el poder de decisión, también llamado agency. A mayor empoderamiento, mayor dominio individual de las decisiones que se toman y más libertad para realizar aquello que se quiere (Kabeer, 1999). Asimismo, una mujer empoderada tiene mayor control sobre su vida, la de su hogar y la de su comunidad. Aunque con el término agency se hace referencia a un mayor poder en todos los ámbitos tanto externos como internos, el documento evalúa únicamente si la mujer se empodera en términos externos: en su hogar y en su comunidad.

Los canales a través de los cuales la bancarización puede empoderar se observan en la figura 1. El primero se relaciona con las consecuencias generales de la inclusión en el sistema financiero, el cual abre sus puertas cuando se abre una cuenta de ahorros. Se fomenta el ahorro tras la existencia de una tarjeta débito y se abren nuevas oportunidades para producir y administrar ingresos. Incluso, se convierte en un instrumento para enfrentar con mayor facilidad los choques negativos futuros (Asociación Bancaria y de Entidades Financieras de Colombia [Asobancaria], 2011). También, el acceso al sistema promueve el uso de nuevos instrumentos financieros de largo plazo, lo que acaba con los obstáculos del desarrollo económico femenino. Para esto las familias deben poder mantener su estabilidad económica sin necesidad de recurrir a Familias en Acción (Trivelli y Yancari, 2008). El segundo canal está relacionado con la adquisición de un nuevo activo: la tarjeta débito, que genera impactos psicológicos debido a su carácter físico, pues la tenencia exclusiva de una cuenta de ahorros produce sentimientos de propiedad y dominio. Por un lado, abre la mente a nuevas oportunidades e impulsa a las mujeres pobres a considerar opciones que antes no veían factibles. Igualmente, la tarjeta de ahorros en sí misma representa un activo adicional que hace contrapeso al hecho de que la mayoría de activos del hogar pertenecen a los hombres (Peña et al., 2012).

Por estas dos características de la tarjeta se fomenta la autoestima y se fortalece la habilidad de participar en los distintos ámbitos de la vida cotidiana. Los dos canales mencionados favorecen la autonomía de las mujeres, exaltan su rol protagónico, avivan su autoestima y proporcionan privacidad por ser titulares de la cuenta (Alsop y Heinsohn, 2005). Y se genera un aumento en la participación tanto en el hogar como en la comunidad debido a un incremento en su acumulación de activos, lo que empodera a las madres.

III. Datos

Familias en Acción inició operaciones en 2002 con una cobertura de 300 municipios rurales del país y en 2010 ya abarcaba 1.102 municipios, es decir, el 99,5% del territorio nacional (Velásquez, 2012). Durante este tiempo se han construido varias bases de datos, que reúnen una muestra representativa de la población beneficiaria y no beneficiaria. El primer levantamiento de datos o línea de base, del 2002, incluye hogares que cumplen las características de elegibilidad de Familias en Acción. En 2003 se hizo el primer seguimiento, en el que se trataron 10.660 hogares, con 8.347 hogares de control, con un nivel de atrición de 6,2% respecto a la línea de base. En 2006 se hizo el segundo seguimiento, cuyo nivel de atrición corresponde al 11,5% entre el primer y el segundo seguimiento. Finalmente, el tercer seguimiento de Familias en Acción se realizó en 2010, siendo este el de mayor pérdida muestral, alrededor de un 20%. Esto quiere decir que desde el levantamiento de la línea de base solo el 42% de las familias se encuentran en el tercer seguimiento, lo que suma en total 5.816 hogares que se han logrado seguir desde el inicio (Attanasio, 2004; Attanasio y Gómez, 2006; García, 2012).

El programa viene acompañado paralelamente de otro proceso relacionado con la forma de entrega del subsidio. Al inicio del programa la entrega del dinero fue en oficinas bancarias, donde el monto se entrega en efectivo. Hacia el 2008 surgieron las tarjetas electrónicas o "tarjetas eficaces", sin acceso al sistema financiero. Finalmente, en 2009 se inició el proceso de bancarización de los hogares. Se entrega a cada madre beneficiaria una cuenta de ahorros con su respectiva tarjeta débito, en la que recibe el monto de su subsidio. En la figura 2 se observa una línea de tiempo que permite ver de manera sencilla el proceso que ha tenido el levantamiento de datos para la evaluación de Familias en Acción, junto con la aplicación del proceso de bancarización. Se observa que los levantamientos de datos más relevantes para la evaluación son el segundo seguimiento (antes de la bancarización en el 2006) y el tercer seguimiento (después de la bancarización en el 2010). Con estas dos bases se hace un panel con observaciones antes y después del tratamiento para realizar la evaluación.

El proceso de bancarización comenzó el primer semestre de 2009 con una convocatoria a las familias que contaban con acceso a las tarjetas recargables y que estaban ubicadas en las principales ciudades del país como Bogotá, Barranquilla, Cartagena, Neiva, Montería, Pasto, Armenia y Palmira. El gráfico 1 muestra el proceso hasta mediados de 2010, cuando el 88,2% de las familias convocadas habían recibido la tarjeta (Acción Social, 2010). En el gráfico 2, por su parte, se aprecia el avance a nivel municipal de la bancarización entre abril de 2009 y junio de 2010. Se puede observar que a mediados de 2010 había 229 municipios a los que faltaba llegar con la bancarización.

La bancarización sucedió según las facilidades para su implementación en las distintas ciudades y no fue un proceso aleatorio. Esta dificultad implica que los lugares bancarizados pueden tener características diferentes a los no bancarizados: mayores niveles de desarrollo y del producto interno bruto (PIB) per cápita, así como una mayor industria y la facilidad de acceso al sistema financiero. Por tanto, se requiere buscar soluciones para eliminar cualquier relación que haya entre la elección de los municipios y el impacto de la bancarización sobre el empoderamiento, pues solo así es posible tener dos grupos comparables y hacer una evaluación sólida.

La segunda consideración de los datos está relacionada con el sesgo de selección en los hogares bancarizados en contraste con los no bancarizados. En el gráfico 1 se observa que existe un grupo de familias en los municipios bancarizados que no recibieron la bancarización a pesar de haber sido convocadas. Esto puede deberse a características no observables de estos hogares que influencian su decisión de no bancarizarse y, por ende, que pueden impedir la comparabilidad entre los hogares bancarizados y los no bancarizados.

La tercera consideración es que el proceso de bancarización se realizó a mayor velocidad que la que evidencian los registros oficiales. Revisando el gráfico 2, a pesar de que había alrededor de 200 municipios sin bancarizar en 2010, algunos hogares de estos municipios ya habían sido bancarizados. Esto se conoció directamente en las oficinas del Departamento para la Prosperidad Social de Colombia (DPS)⁴. Por tanto, es posible que haya contaminación entre el grupo de tratamiento y el grupo de control.

En conclusión, existen tres problemas por considerar en el momento de realizar la evaluación: a) los municipios de control y de tratamiento tienen diferencias preexistentes, lo que genera problemas de comparabilidad, b) los hogares deciden si bancarizarse o no cuando son convocados, lo que genera sesgo de selección y c) hay hogares bancarizados en los municipios de control, lo que genera contaminación entre los grupos de tratamiento y control.

IV. Metodología

Considerando las dificultades en los datos, se eligen los individuos a nivel de hogar y no de municipio, es decir, que se seleccionan las madres bancarizadas y no los municipios bancarizados. Para esto se usa el cuestionario de tercer seguimiento que pregunta acerca de cómo reciben el subsidio los hogares: si a través de una cuenta bancaria o no. Así se evita la contaminación entre los grupos de tratamiento y control.

Para solucionar el problema de sesgo de selección se quisiera saber cuáles hogares de control decidieron de manera voluntaria no bancarizarse y cuáles no han tenido la oportunidad de decidir. Sin embargo, no hay datos para saberlo. Por esto se implementa una metodología de dobles diferencias emparejadas, con la que se elimina el sesgo de selección y las diferencias preexistentes. De esta manera es posible utilizar grupos de control y de tratamiento comparables y eliminar tanto el problema de sesgo de selección como el de las diferencias preexistentes. Mediante dicha metodología se espera estimar los impactos de la bancarización sobre el empoderamiento femenino.

La metodología por utilizar combina el método de soporte común con el de diferencias en diferencias. El primer método supone que la asignación del tratamiento se da según características observables de las personas. Por esta razón, al utilizar información del mismo individuo en distintos periodos de tiempo se eliminan los efectos de variables no observables constantes en el tiempo que pudieron influenciar durante la selección del programa, como por ejemplo, la opinión acerca del sistema financiero. Se realiza el análisis dentro de un soporte común (subgrupo muestral que tiene características similares) que asegura que los grupos de tratamiento y control son comparables, lo que elimina las diferencias preexistentes en municipios y hogares. El segundo método se aplica seguido de la obtención del soporte común. El método extrae el impacto directo del programa y lo separa de posibles efectos causados por el tiempo o por el hecho de la bancarización. Se permite así obtener un coeficiente exclusivo del impacto del programa de bancarización sobre el empoderamiento.

Con el uso de dicha metodología y utilizando el panel creado con las bases de 2006 y 2010, se van a abordar dos preguntas acerca del empoderamiento de las mujeres. Se evalúa si la bancarización tiene efectos sobre el empoderamiento en: a) las decisiones en el hogar y b) las decisiones relacionadas con la participación en actividades sociales.

A. Evaluación del empoderamiento femenino en las decisiones del hogar

El ejercicio 1 evalúa el impacto de la bancarización sobre el empoderamiento de las mujeres a nivel del hogar. La medida de empoderamiento se calcula con la información de encuestas, dado que se busca medir la diferencia en el aumento del poder de decisión entre el grupo de tratados y el grupo de controles.

El anexo 1 presenta las cuatro preguntas relevantes del cuestionario que miden el agency de las mujeres. La primera hace referencia a la decisión de llevar a los hijos al médico cuando están enfermos. La segunda indaga sobre quién decide llevar a los hijos a la escuela cuando no quieren ir. La tercera averigua quién decide cuánto se gasta en comida y la cuarta quién decide cómo gastar el dinero extra que entra al hogar. A partir de estas preguntas se evalúa el poder de decisión en aspectos del hogar como los hijos, el consumo de alimentos y el dinero. Cada una de estas variables de decisión tomará el valor de 1 si la madre decide y de 0 en caso contrario. La medida de empoderamiento está soportada en Peña, Ibáñez y Arias (2013).

1. Metodología

La muestra utilizada para medir el empoderamiento se restringe a un grupo de mujeres que cumplen cuatro condiciones. La primera: las madres tienen información en las encuestas de 2003, 2006 y 2010, requisito necesario para realizar la prueba de tendencias paralelas y la evaluación del impacto. La segunda: las mujeres deben permanecer casadas o en unión libre entre 2006 y 2010, para evaluar la toma de decisiones en hogares biparentales. La tercera: el beneficiario es mujer. La cuarta: las mujeres encuestadas son beneficiarias. Al restringir la muestra, el panel 2003-2010 pasa de tener 1.356 mujeres a 316, con una pérdida muestral del 76%. A pesar de lo significativa que es la pérdida con las mujeres restantes, es posible hacer el análisis para este subgrupo muestral y concluir para mujeres con características similares.

La base de datos de las madres beneficiarias que se encuentran casadas o en unión libre durante todos los periodos (2006 y 2010) cuenta con un 69% de mujeres bancarizadas. El grupo de tratamiento está compuesto por las mujeres beneficiarias casadas o en unión libre que son titulares del subsidio y que están bancarizadas antes del tercer seguimiento. El grupo de control son sus pares no bancarizadas.

En 2006 se observa que el grupo de madres beneficiarias que forman parte de la evaluación tienen, en promedio, 39 años de edad, el 67% no trabaja y la mayoría están en estratos 1 y 2, correspondiendo el estrato 1 al 67% de la población, el estrato 2 al 22%, el estrato 3 al 10% y el estrato 4 al 1%. El porcentaje de estos hogares que vive en zonas rurales es similar al que vive en zonas urbanas (47% frente al 53%, respectivamente). Los hogares de estas madres tienen en promedio siete integrantes, de los cuales alrededor de tres son menores. Además, los ingresos promedio de cada hogar son $ 311.479 COP. El cuadro 1 muestra las diferencias de medias entre tratadas y controles en variables sociodemográficas antes de la implementación del programa.

Se observa que los hogares bancarizados tienen en general menos ingresos y gastos, más hijos vivos y sus madres son menores que las madres no tratadas. Además, participan menos en el mercado laboral. Estas diferencias evidencian que los grupos de comparación tienen diferencias en variables observables a nivel individual (madre y padre) y a nivel de hogar.

Para verificar tendencias paralelas⁵ se grafica el comportamiento de las decisiones a nivel hogar en los dos periodos antes del tratamiento (2003 y 2006) para el grupo bancarizado y el no bancarizado. Este grupo consta de las madres que están casadas y en unión libre desde 2003 hasta 2010 y, por tanto, son representativas de las madres casadas entre 2006 y 2010 dado que representan más del 80% de estas mujeres. En el anexo 2 se demuestra la representatividad, dado que las madres de la muestra de tendencias son una muestra aleatoria de la muestra usada en la evaluación. Esto se hace para evitar mayor pérdida muestral. El gráfico 3 muestra que la decisión de llevar a los niños al médico parece tener una misma tendencia para ambos grupos, dado que se observa una pendiente muy similar de ambas rectas antes del tratamiento.

Esto implica que la diferencia del porcentaje de madres que deciden acerca de llevar a su hijo al médico entre 2003 y 2006 en el grupo de tratados es similar a esta misma diferencia para el grupo de control. Igualmente se puede observar en los gráficos 4, 5 y 6 una tendencia similar en los años pretratamiento entre madres bancarizadas y no bancarizadas, en cuanto a la decisión de llevar a los hijos a la escuela, el consumo de alimentos y el dinero extra del hogar.

Las figuras brindan una intuición pero no son contundentes. Por esto se realiza la prueba estadística de tendencias paralelas usando el modelo de diferencias en diferencias en los periodos pretratamiento. Este modelo parte de una regresión cuya variable dependiente es la probabilidad de que la madre decida y las variables independientes son una dummy de tiempo que toma el valor de 1 para la observación en el 2006 y el valor de 0 para la observación en 2003, una dummy de tratamiento que toma el valor de 1 para madres que se bancarizan y el valor de 0 para madres no bancarizadas, y la interacción entre el tratamiento y el tiempo, como se observa en la regresión 1.

Regresión 1
Pr(madre decide = 1) = B₀ + B₁periodo + B₂tratamiento + B₃periodo*tratamiento

La regresión evalúa si la pendiente de las rectas es estadísticamente igual entre los grupos de tratamiento y control. El cuadro 2 muestra los resultados de cada regresión y las observaciones de la muestra. Por ejemplo, para el caso de la decisión de ir al médico hay 580 observaciones; es decir, que se usa la información de 290 mujeres casadas que contestan en ambos periodos y son beneficiarias. La interacción entre el tiempo y el tratamiento no es significativa y, por tanto, hay tendencias paralelas.

Luego se restringe la muestra a un soporte común. Así se garantiza la comparabilidad entre tratados y controles usando la regresión que modela la probabilidad de ser tratado según características observables de los hogares y los municipios. La regresión está fundamentada en las variables que usa Attanasio (2004) en sus evaluaciones de impacto de Familias en Acción para predecir qué hogares son comparables. En el anexo 3 se observan los resultados de estas regresiones. Las variables independientes describen características del hogar que pueden estar relacionadas con el nivel de desarrollo del municipio y del hogar. Por ejemplo, la zona de residencia, ya que las zonas urbanas tienen mayor acceso al sistema financiero. De igual forma, el estrato y características del hogar como el material del techo o el acceso a servicios públicos afectan el hecho de estar bancarizado, dado que están relacionadas con el ingreso del hogar y el acceso a servicios financieros del municipio. Por último, las variables que describen características del municipio son relevantes, pues eliminan el sesgo que existe en la selección de los primeros municipios bancarizados. El gráfico 7 evidencia la distribución de kernel que se produce a partir del valor de probabilidad límite obtenido de la regresión 2.

Modelando la probabilidad de formar parte del tratamiento, se obtiene un soporte común de 281 mujeres que se encuentran entre las dos líneas verticales del gráfico 7. Esto simula una aleatorización, dado que se controla por características que determinan el tratamiento.

2. Resultados

Utilizando la muestra del soporte común, se realiza la segunda parte de la metodología: las diferencias en diferencias. La regresión 2 evidencia cómo se calculó la probabilidad de que la madre decida en el hogar y el efecto de la bancarización en dicha probabilidad.

Regresión 2
Pr(decidir = 1) = B₀ + B₁tratamiento + B₂periodo + B₃tratamiento*periodo + B₄estrato + B₅ahorro_ent_bancaria + B₆hay_deudas + B₇educación_madre + B₈total_miembros + B₉edad_mujer

Las variables independientes son las variables del modelo de diferencias en diferencias y los controles que generan estimadores insesgados. Las primeras son el periodo (toma el valor de 1 para el 2010 y de 0 para el 2006) que explica la probabilidad de que la madre decida debido a cambios en el tiempo, la variable de tratamiento que explica la probabilidad de que la madre decida según el tratamiento (toma el valor de 1 para las madres bancarizadas y de 0 para las no bancarizadas) y la interacción entre periodo y tratamiento, que se refiere al efecto limpio de la bancarización sobre el empoderamiento. Las segundas son características de las madres y sus hogares como la educación de la madre, la edad de la madre, el estrato, si el hogar tiene deudas, los miembros del hogar y el tipo de ahorro. Estos controles son elegidos según su importancia teórica y la disponibilidad de la información para maximizar la cantidad de observaciones en la regresión. Los cálculos tienen en promedio 487 observaciones, es decir, cada regresión cuenta con 244 mujeres encuestadas en 2006 y 2010. El cuadro 3 muestra los resultados.

Se observa que la bancarización no empodera a las madres en ninguno de los aspectos de empoderamiento a nivel del hogar. Los resultados sugieren que la bancarización en Colombia no afecta el empoderamiento de las madres beneficiarias de Familias en Acción. El efecto negativo de la transferencia condicionada sobre el empoderamiento (documentado por Camacho y Rodríguez, 2012) no se está mitigando con la bancarización, pero al menos demuestra un efecto no negativo. Dado que las mujeres bancarizadas no están teniendo efectos negativos sobre el empoderamiento, el hecho de recibir la bancarización y no disminuir de nuevo su poder en las decisiones del hogar implica que la tarjeta débito no es causante de los efectos perversos de las transferencias condicionadas.

Es posible que el hecho de que la bancarización no genere ningún efecto sobre el empoderamiento se deba a que el impacto de esta se observa en ciertos grupos de mujeres en contraste con otros. Se calculan efectos heterogéneos con variables que pueden afectar la intensidad del impacto. Sin embargo, los resultados son similares a los anteriores. No se encuentran efectos heterogéneos cuando se realizan regresiones para urbano-rural, para mujeres sin acceso previo al sistema financiero. Los resultados se encuentran en el anexo 4. También se hacen los cálculos por años de educación de la madre y según la edad de esta, pero de nuevo los resultados no son alentadores.

B. Evaluación del empoderamiento a nivel social

El segundo ejercicio busca encontrar el efecto de la bancarización sobre el empoderamiento social de las mujeres, el cual corresponde a un aumento en la disposición a participar en organizaciones de distintos tipos. Allí se sienten valoradas y adquieren poder de decisión en temas relacionados con la comunidad. Además, aumentan su autoestima y empiezan a considerarse relevantes para el grupo social que las rodea.

Para evaluar el empoderamiento a nivel social se utiliza la pregunta del cuestionario de Familias en Acción acerca de la participación en algún tipo de organización a lo largo de los seis meses previos a la encuesta. La pregunta abarca tres tipos de organizaciones. La primera indaga sobre la participación en la junta de acción comunal, la junta de la vereda o alguna asociación de vecinos. La segunda sobre la participación en algún grupo religioso. La última sobre la participación en otra(s) organización(es), como cooperativas, sindicatos, agremiaciones de productores, clubes deportivos, organizaciones no gubernamentales, asociaciones de vigilancia y seguridad, grupos de mujeres, entre otras. En el anexo 5 se encuentra la pregunta del formulario.

1. Metodología

La medida de empoderamiento a nivel comunal no requiere que las mujeres tengan un determinado estado civil, por esto la muestra se restringe solo a mujeres que sean beneficiarias entre 2003 y 2010. En total quedan 1.306 mujeres que cumplen con estas condiciones de las 1.356 iniciales. En este caso la pérdida muestral no es considerable, sin embargo el ejercicio se repite más adelante únicamente con las madres casadas o en unión libre. Esto con el fin de demostrar que el tamaño de la muestra en este caso no explica los resultados.

En 2006 se observa que el grupo de madres de esta muestra tienen en promedio 41 años de edad, el 52% no trabaja y la mayoría están en estratos 1 y 2, siendo de estrato 1 el 68% de la población, de estrato 2 el 24%, de estrato 3 el 7% y de estrato 4 el 1%. De estos hogares el 60% vive en zonas urbanas frente a un 40% que vive en zonas rurales. En general, los hogares de estas madres tienen en promedio siete integrantes, de los cuales alrededor de tres son menores de edad. Además, los ingresos promedio de las familias corresponden a $ 267.258.

Debido a la inexistencia de aleatorización en el experimento, se calculan las diferencias de medias de las variables observables y relevantes entre los grupos tratados (mujeres bancarizadas) y los grupos no tratados (mujeres no bancarizadas).

Existen diferencias significativas entre las madres bancarizadas y las no bancarizadas. La edad del jefe del hogar es al parecer estadísticamente diferente (los jefes del hogar de madres tratadas tienen alrededor de tres años menos que sus pares no tratados). Las diferencias se ven en variables relacionadas con ingresos, egresos y el monto del subsidio. Al parecer, los ingresos familiares y los gastos son mayores para las madres no tratadas, mientras que el subsidio de la transferencia condicionada es mayor para los hogares bancarizados.

Dadas las diferencias observables entre tratados y controles, se realiza un modelo de dobles diferencias emparejadas similar al del ejercicio previo. Se prueban tendencias paralelas. En los gráficos 8, 9 y 10 se observa el comportamiento a lo largo del tiempo en 2003 y 2006 para el grupo tratado y el grupo no tratado de la variable de participación en juntas de acción comunal, la de participación en grupos religiosos y la de participación en otras organizaciones, respectivamente.

El gráfico 8 no evidencia contundentemente si existen o no tendencias paralelas. No es claro si la participación en juntas de acción comunal tiene la misma tendencia antes del tratamiento para ambos grupos, dado que se observa una pendiente similar pero no idéntica de ambas rectas a lo largo de estos dos años. Asimismo, se puede observar en los gráficos 9 y 10 una tendencia ligeramente distinta a lo largo de los años pretratamiento para la participación en grupos religiosos y otras organizaciones. Dado que las gráficas no son contundentes con sus resultados, se muestra en el cuadro 5 la prueba estadística usando un modelo de diferencias en diferencias para los periodos pretratamiento.

La interacción entre el tratamiento y el periodo es no significativa para las variables de participación en la junta de acción comunal y en grupos religiosos, lo que afirma tendencias paralelas. Sin embargo, para la participación en otras organizaciones es significativa al 10%. Es factible que exista una leve diferencia de la pendiente en esta variable, razón por la cual esta se elimina del análisis.

Se realiza el soporte común para tener una muestra cuyos grupos de tratamiento y de control sean comparables. Usando la misma regresión utilizada anteriormente, obtenemos un soporte común que pasa de una muestra total de 1.306 madres que cumplen con las condiciones necesarias a tener solo 909. En el gráfico 11 se observan las distribuciones de cada uno de los grupos y se evidencia la zona de la muestra elegida entre las dos líneas verticales. Además, en el anexo 6 se presentan los resultados de la regresión.

2. Resultados

Con la muestra restringida al soporte común, se define un modelo que elimina las preexistencias controlando por factores observables que pueden afectar la decisión de participar o no en las diferentes organizaciones. Se modela la probabilidad de participar con las variables independientes, donde existen diferencias entre el grupo de control y el grupo de tratados. La regresión 3 calcula la probabilidad de participar en alguno de los tres tipos de organizaciones, dadas las variables pertenecientes al modelo de diferencias en diferencias y a las variables independientes. No se incluye la edad del jefe o el ingreso familiar debido a insuficiencia de información. Los resultados del modelo de diferencias en diferencias se observan en el cuadro 6.

Regresión 3
Pr(Participación = 1) = B₀ + B₁tratamiento + B₂periodo + B₃tratamiento*periodo + B₄estrato + B₅ahorro_ent_bancaria + B₆hay_deudas + B₇educación_madre + B₈total_miembros + B₉edad_mujer

La bancarización tiene un efecto positivo en la participación en organizaciones de acción comunal. Estar bancarizada aumenta la probabilidad de participar en la junta de acción comunal, la junta veredal o alguna asociación de vecinos en ocho puntos porcentuales, a un 95% de confianza. Al recibir el subsidio las madres generan capital social para ellas mismas y aportan con su trabajo a la comunidad. Les da un impulso adicional para entrar a formar parte de organizaciones en pro del bienestar social. Los canales del efecto pueden ser más tiempo libre, dadas las facilidades que ofrece la inclusión financiera, mayor empoderamiento o mayor deseo de ayudar al desarrollo, dados los nuevos beneficios que se descubren.

Las madres reciben la tarjeta débito y obtienen un incentivo adicional que les da seguridad, tiempo y conocimientos sobre el desarrollo financiero. Su probabilidad de tener capital social aumenta dado que al tener un nuevo activo se incentivan a participar en organizaciones locales del gobierno: se podría pensar que son capaces de asumir nuevas responsabilidades con más ahínco, pues su autopercepción mejora al recibir acceso al sistema financiero.

Para analizar el tamaño de este efecto se hacen los siguientes análisis. En 2010 la cantidad de madres de esta muestra que todavía no reciben bancarización es de 309. De estas solo 32 participan actualmente en las juntas de acción comunal. Es decir, que hay 277 mujeres que no se han bancarizado y que no participan. Si este grupo de mujeres se bancarizara, tendría ocho puntos porcentuales más de probabilidad de participar. En otras palabras, en caso de ser bancarizadas, 24 de las 277 mujeres empezarían a participar. La cantidad de mujeres que participan casi que se duplicaría.

Se calculan efectos heterogéneos para saber en qué grupos de mujeres el efecto es mayor. Hay una diferencia entre el impacto de la bancarización en la participación en juntas de acción comunal en las mujeres rurales frente a las mujeres urbanas. El cuadro 7 muestra los resultados.

Para conocer la significancia del impacto diferenciado es necesario realizar una prueba que corrobore que la suma entre el beta de la interacción entre urbano, tratamiento y periodo y el beta de la interacción entre tratamiento y periodo es significativa. Se observa a continuación que para el caso de la participación en acción comunal se rechaza la hipótesis nula de que la suma es igual a cero. No sucede lo mismo en los otros casos.

Dado lo anterior, el sector urbano hace que la bancarización tenga un mayor impacto sobre la participación en juntas de acción comunal. Estar bancarizado y vivir en zonas urbanas hace que al bancarizar a la madre beneficiaria su probabilidad de participar en juntas de acción comunal aumente en 0,208. Para diferencias en educación no fue posible realizar el cálculo debido a insuficiencia de información.

3. Resultados solo para mujeres casadas

A continuación se presenta un ejercicio adicional acerca de la participación, pero solo para la muestra de mujeres casadas. Se intenta observar si las madres casadas se empoderan en cuanto a su participación social, a pesar de que no se empoderen en sus hogares. Con este nuevo análisis es posible dar una idea acerca de qué tanto afecta el tamaño de la muestra en el ejercicio de empoderamiento.

Se toma la muestra de mujeres casadas utilizada en el primer ejercicio, con el mismo soporte común. Se verifica el supuesto de tendencias paralelas con regresión empírica y en el anexo 7 se muestran los gráficos que evidencian el comportamiento de las variables de participación para las madres casadas antes de la intervención (entre 2003 y 2009). Tanto la participación en las acciones comunales como la participación en grupos religiosos, tienen coeficientes no significativos en la interacción entre tratamiento y periodo.

Se muestran los resultados para las madres casadas en cuanto a la acumulación de capital social dada la bancarización. Las primeras dos variables de participación son las únicas que cumplen con el supuesto de tendencias paralelas. Se calcula la probabilidad de participar de las madres casadas frente a la participación en la junta de acción comunal y la participación en un grupo religioso. La regresión incluye los mismos controles utilizados en el ejercicio de empoderamiento mostrados a continuación y el cuadro 9 muestra los resultados de la evaluación.

Regresión 4
Pr(madres casadas a participar = 1) = B₀ + B₁tratamiento + B₂periodo + B₃tratamiento*periodo + B₄estrato + B₅ahorro_ent_bancaria + B₆hay_deudas + B₇educación_madre + B₈total_miembros + B₉edad_mujer

Se observa que para las madres casadas el impacto en la participación sigue siendo significativo y positivo. Además, se considera grande, pues sabemos que de la muestra de mujeres casadas o en unión libre hay 80 mujeres que en 2010 no fueron bancarizadas. De estas solo el 12% participa en juntas de acción comunal, es decir, solo 9 mujeres participan. Si bancarizáramos a las 71 mujeres restantes, empezaría a participar el 15% de este grupo. En total, 10 mujeres empezarían a participar en las juntas de acción comunal. Esto duplica el número de mujeres que antes participaba.

V. Conclusiones

La evidencia estadística demuestra que la bancarización de Familias en Acción empodera a las madres a nivel social, independientemente de su estado civil. La inclusión financiera aumenta la participación activa de las madres en la sociedad, lo que se traduce en un mayor capital social en el entorno donde viven. Es así como el empoderamiento personal generado con la bancarización se refleja tanto en el bienestar personal como en el bienestar de la comunidad.

Obtener una tarjeta débito puede proporcionar seguridad y autonomía y además otorgar responsabilidades. Al entrar a formar parte del sector financiero es posible que las madres adquieran un sentido de estabilidad y protección que se garantice con el apoyo económico de la bancarización. Igualmente es factible que al recibir la tarjeta el tiempo usado en trámites se reduzca y, por tanto, tengan más tiempo para participar en otras actividades.

El hecho de que la bancarización no tenga impactos sobre el empoderamiento en el hogar de las madres se puede deber a varios motivos. Por un lado, el plan de bancarización no profundiza en el potencial cambio cultural que un nuevo instrumento financiero puede generar en relación con el empoderamiento. Es posible que sea necesario un mayor afianzamiento de la política en este sentido, pues sin una intervención de acompañamiento no será posible revertir los efectos perversos de las transferencias condicionadas sobre el empoderamiento en Colombia. Aunque no se descarta que la bancarización sea un buen comienzo dado que los efectos son positivos pero no significativos, es pertinente una política que, en compañía de la bancarización, eduque sobre el significado del sector financiero y se enfoque en empoderar a las madres. Dicha intervención podría reforzar el impacto e impulsar un efecto positivo y significativo. Un ejemplo que ha funcionado en otros países son las charlas educativas a las familias beneficiarias, en donde se tocan temas de las decisiones en el hogar y la importancia de las mujeres en el desarrollo de este.

En temas de capital social la bancarización tiene efectos positivos sobre las madres beneficiarias, tanto para las casadas o en unión libre como para todas las madres de la muestra. Las primeras aumentan en quince puntos porcentuales la probabilidad de participar en juntas de acción comunal, juntas veredales o grupos de vecinos. Las segundas tienen un impacto positivo de ocho puntos porcentuales en la probabilidad de participar en las mismas organizaciones. Las madres casadas o en uniones libres, aunque no se empoderan en el hogar, sí se empoderan en cuanto a capital social. Este análisis permite dar una idea de que el tamaño de la muestra, aunque pequeño, es suficiente para encontrar el impacto y además da luces acerca de los impactos diferenciados entre madres con compañero hombre en su hogar frente a todas las madres.

El aumento en la probabilidad de participar en los gobiernos locales implica que la bancarización sí genera efectos sobre las decisiones personales de las madres con respecto a su vida social. Estas mujeres se incentivan a formar parte de asociaciones encargadas de tomar decisiones relacionadas con su comunidad y el bienestar general de la sociedad que las rodea. Desde una perspectiva cualitativa, las 45.000 juntas de acción comunal que existen en Colombia están conformadas por líderes de la comunidad en términos políticos y sociales, cuya labor consiste en gobernar la esfera local de la Administración nacional. La proporción de mujeres que se encuentra en este escalafón político es inferior a la de los hombres. En Bogotá, por ejemplo, hacia el 2005 el total de dignatarias femeninas en las juntas de acción comunal correspondía al 37,5% (Alcaldía Mayor de Bogotá, D. C., 2005). Si las madres se incentivan a participar más en este tipo de organizaciones, habría más líderes femeninas locales y sus decisiones tendrían impactos en proyectos y normativas relevantes dentro de su zona de residencia. Dados los impactos encontrados, la bancarización estaría incrementando el porcentaje de participación ciudadana de las mujeres en quince puntos porcentuales para las que están casadas y en ocho puntos porcentuales para toda la muestra, casi alcanzando una participación equitativa entre hombres y mujeres en la esfera política local. Además, cabe resaltar que el efecto detectado es notable debido a la creciente consideración del capital social como vía de crecimiento y a la importancia actual de incrementar la participación ciudadana de las mujeres. Igualmente, la inclusión financiera en Colombia está en desarrollo con muchas madres urbanas todavía por bancarizar razón por la cual se abre un espacio amplio para la generación de política pública y aumentar su probabilidad de participar. Es así como se cree que la bancarización puede revertir una de las principales brechas de género que impide la movilidad social de las mujeres: la participación política (Peña et al., 2012).

Las mujeres casadas son las que más se incentivan a participar en la comunidad, ya que es probable que se motiven más a utilizar en actividades comunitarias el tiempo libre que les permite tener una cuenta de ahorros. Incluso, se puede pensar que dada la adquisición de un producto financiero aspiracional, la bancarización impacta de una mayor forma a las mujeres casadas ya que mejoran su estatus en el hogar con la tenencia de un nuevo activo. Además, el cambio en cuanto a la propiedad privada relativa es mayor frente a sus parejas, mientras que las mujeres que no cuentan con una pareja estable no realizan dicha comparación relativa.

Este impacto en la participación es aún más destacable en Colombia, donde algunos estudios han revelado impactos negativos en el capital social causados por el subsidio de Familias en Acción. También, estudios de América Latina como el de Chile evidencian efectos negativos debido a que el hombre se apropia de la cuenta de ahorros implícitamente. Estos impactos no se ven en el momento de bancarizar en Colombia, lo que da luces positivas de un acercamiento mucho más efectivo en cuanto al empoderamiento y de los objetivos de entregar la tarjeta débito. Por esta razón, los efectos encontrados en este documento dan una muestra de estar logrando al menos impactos no negativos sobre el empoderamiento, a diferencia del efecto del subsidio condicionado sobre agency en el hogar.

Aprovechando este efecto se podrían promover diversas políticas de participación relacionadas con la bancarización, como reuniones de madres para discutir acerca de los beneficios de su tarjeta, por ejemplo. Esto con el fin de afianzar los efectos de la bancarización en favor de una mayor participación ciudadana de las madres y un mayor empoderamiento de estas en las comunidades. Así se podría aumentar la participación política y la votación, entre otros beneficios.

En el futuro se sugiere comparar los casos de Brasil, México, Perú y Colombia, para entender por qué en algunos países los resultados sobre el empoderamiento son mixtos. Esto podría dar más luces acerca de las políticas que deben implementarse en Colombia para incentivar el empoderamiento de manera radical y fomentar de esa forma el desarrollo del país.

Agradecimientos

La autora agradece principalmente la asesoría y recomendaciones de la doctora Ximena Peña, Ph. D. en Economía y profesora asociada de la Universidad de los Andes. También expresa su gratitud a Roberto Angulo y Hernando Sánchez del Departamento para la Prosperidad Social, por su aporte de información relevante y el acceso a las bases de datos.

La investigación desarrollada para escribir este artículo no tuvo ninguna financiación institucional.

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Foot notes
² El subsidio es entregado cada ciclo (dos meses) y está compuesto de tres rubros. El primero de $ 100.000 COP fijos por ciclo a cada familia para fomentar la salud de los menores de siete años. El segundo subsidio y el tercero se entregan para incentivar la asistencia escolar de los niños entre siete y dieciocho años. El segundo es de $ 30.000 COP por ciclo y se da por cada niño que cursa primaria. El tercero es de $ 60.000 COP por ciclo y se da por cada niño del hogar que cursa secundaria.
³ La madre debe asegurar una asistencia mínima escolar de sus hijos (90% de las clases), llevar a los niños a controles de salud y tener las vacunas al día (Departamento para la Prosperidad Social [DPS], 2012).
⁴ Información suministrada a través de Hernando Sánchez, coordinador de la Unidad de Direccionamiento Estratégico y Monitoreo de Familias en Acción, en el Departamento Nacional de Planeación. Contacto: hsanchez@dps.gov.co.
⁵ El método de diferencias en diferencias supone la existencia de tendencias paralelas: las variables de interés del grupo de tratamiento y del grupo de control tienen un comportamiento similar antes de la intervención.

Referencias

1. ACCIÓN SOCIAL. (2010). Familias en Acción: Informe de estado y avance. Primer semestre de 2010. Disponible en DPS http://www.accionsocial.gov.co/documentos/5132_Informe_de_Gesti%C3%B3n_BIRF_7619_1er_semestre_2010.pdf.         [ Links ]

2. ADATO, M., DE LA BRIÈRE, B., QUISUMBING, A. y MINDEK, D. (2000a). The impact of Progresa in women's status and intrahousehold relations. Final report. México: International Food Policy Research Institute.         [ Links ]

3. ADATO, M., DE LA BRIÈRE, B., QUISUMBING, A. y MINDEK, D. (2000b). The impact of Progresa on intrahousehold decisionmaking and relative schooling achievement of boys and girls. México: International Food Policy Research Institute.         [ Links ]

4. ALCALDÍA MAYOR DE BOGOTÁ, D. C. (2005). Plan de Igualdad de Oportunidades para la Equidad de Género en el Distrito Capital, 2004-2016. Bogotá: Departamento Administrativo de Bienestar Social.         [ Links ]

5. ALSOP, R. y HEINSOHN, N. (2005). Measuring empowerment in practice: Structuring analysis and framing indicators (Policy Research Working Paper 3510). World Bank.         [ Links ]

6. ALSTON, L., LIBECAP, G. y SHNEIDER, R. (1996). "The determinants and impact of property rights", The Journal of Law, Economics and Organization, 12(1):25-61.         [ Links ]

7. AMADOR, D., BERNAL, R. y PEÑA, X. (2012). The rise in female participation in Colombia: Fertility, marital status or education? (Mimeografía). Bogotá         [ Links ].

8. ARRIAGADA, I. y MATHIVET, C. (2007). Los programas de alivio a la pobreza Puente y Oportunidades. Una mirada de los actores. Santiago: Naciones Unidas.         [ Links ]

9. ASOCIACIÓN BANCARIA Y DE ENTIDADES FINANCIERAS DE COLOMBIA (ASOBANCARIA). (2011). Cuenta de ahorros y tarjeta de crédito lideran inclusión financiera. Disponible en http://www.asobancaria.com/portal/pls/portal/docs/1/1876047.PDF.         [ Links ]

10. ATTANASIO, O. (2004). Baseline report: Evaluation of Familias en Acción. Bogotá: EDEPO-Centre for the Evaluation of Development Policies.         [ Links ]

11. ATTANASIO, O. y GÓMEZ, L. (2006). "Evaluación del impacto del programa Familias en Acción: subsidios condicionados de la Red de Apoyo Social. Informe final", Unión Temporal IFS - Econometría S.A. - SEI.         [ Links ]

12. BAGNASCO, A., PISELLI, F., PIZZORNO, A. y TRIGILIA, C. (2003). El capital social. Instrucciones de uso. Argentina: Fondo de Cultura Económica.         [ Links ]

13. BANCO MUNDIAL. (2012). Informe sobre el desarrollo mundial 2012: igualdad de género y desarrollo. Washington, D. C.         [ Links ]

14. BANCO MUNDIAL. (2006). Safety and transfers. Programa Familias en Acción. Disponible en http://siteresources.worldbank.org/SAFETYNETSANDTRANSFERS/Resources/281945-1131468287118/1876750-1140107387177/ColombiaCCT.pdf.         [ Links ]

15. BARDHAN, P. (1980). "Interlocking factor markets and agrarian development: A review of issues", Oxford Economics Papers, New Series, 32(1):82-98.         [ Links ]

16. BARDHAN, P., LUCA, M., MOKHERJEE, D. y PINO, F. (2013). Evolution of land distribution in West Bengal 1967-2004: Role of land reform and demographic changes (Working Papers). Boston University. Department of Economics.         [ Links ]

17. BARDHAN, P. y MOOKHERJEE, D. (2010). "Determinants of redistributive politics: An empirical analysis of land reforms in West Bengal", The American Economic Review, 100(4):1572-1600.         [ Links ]

18. BERUMEN Y ASOCIADOS. (2010). Proyecto Mejorando la Efectividad del Programa Oportunidades. B. I. Desarrollo, Ed. Banco Interamericano de Desarrollo, BID.         [ Links ]

19. BESLEY, T., LEIGHT, J., PANDE, R. y RAO, V. (2013). Long-run impacts of land regulation: Evidence from tennacy reform in India. Londres: World Bank.         [ Links ]

20. BINSWANGER, H., DEININGER, K. y FEDER, G. (1993). "Agricultural land relations in the developing world", American Journal of Agricultural Economics, 75(5):1242-1248.         [ Links ]

21. BOBONIS, G., CASTRO, R. y GONZALES-BRENES, M. (2009). Public transfers and domestic violence: The roles of private information and spousal control (Working Paper 362). University of Toronto, Department of Economics.         [ Links ]

22. CALDWELL, J. (1993). "Women's positionnand child mortality and morbidity in less developed countries", en Mason y Sogner (eds.), Women's position and demographic change (pp.122-139). Oxford: Federici, Clarendon Press.         [ Links ]

23. CAMACHO, A. y RODRÍGUEZ, C. (2012). Who's the boss at home after receiving conditional cash transfers? (Working Paper). Paper presented at the 2012 American Economic Association Annual meeting in Chicago, Illinois.         [ Links ]

24. CHESTON, S. y KUHN, L. (2002). Empowering women through microfinance. Bloomfield, CT, USA: Kumarian Press.         [ Links ]

25. CONNING, J. y ROBINSON, J. (2007). "Property rights and the political organization of agriculture", Journal of Development Economics, 82:416-447.         [ Links ]

26. DASGUPTA, M. (1990). "Death clustering, mothers' education and the determinants of child mortality in rural Punjab, India", Population Studies, 44:489-505.         [ Links ]

27. DASGUPTA, P. (1999). "Economic progress and the idea of social capital", en Social capital. A multifaceted perspectiva (pp. 325-424). Washington, D. C.: The World Bank.         [ Links ]

28. DE BRIÈRE, B. y QUISUMBING, A. (2000). Women's assets and intrahousehold allocation in rural Bangladesh: Testing measures of bargaining power. Washington, D. C.: International Food Policy Research Institute (IFPRI).         [ Links ]

29. DEPARTAMENTO PARA LA PROSPERIDAD SOCIAL (DPS). (2012). Familias en Acción. Disponible en http://www.dps.gov.co/portal/default.aspx.         [ Links ]

30. DOEPKE, M. y TERTILT, M. (2011). Does female empowerment promote economic development? IZA.         [ Links ]

31. DOSS, C. (2005). "The effects of intrahousehold property ownership on expenditure patterns in Ghana", Journal of African Economies, 15(1):149-180.         [ Links ]

32. DUFLO, E. (2003). "Grandmothers and granddaughters: Old age pension and intra-household allocation in South Africa", World Bank Economic Review, 17(1):1-25.         [ Links ]

33. DUNCAN, T. (1994). "Like father, like son; like mother, like daughter: Parental resources and child health", Journal of Human Resources, 29(4):950-989.         [ Links ]

34. DURYEA, S. A. (2008). Financial services for the poor: Welfare, Savings and Consumption. Paper presented at the Global Empowerment Meeting, Boston, MA.         [ Links ]

35. DURYEA, S. y SCHARGRODSKY, E. (2007). Financial services for the poor: Welfare, savings. Buenos Aires: Inter-American Development Bank.         [ Links ]

36. ELBORGH-WOYTEK, K. et al. (2013). Women, work, and the economy: Macroeconomic gains from gender equity. Washington, D. C.: IMF.         [ Links ]

37. ESCOBAR, A. y GONZALES DE LA ROCHA, M. (2009). "Girls, mothers and poverty reduction in Mexico: Evaluating Progresa-Oportunidades", en S. Razavi (ed.), The gendered impacts of liberalization (cap. 10, pp. 435-468). Nueva York: Routledge/UNRISD.         [ Links ]

38. FEDER, G. y DEININGER, K. (1999). Land institutions and land markets (Policy Research Working Paper 2014). World Bank.         [ Links ]

39. GARCÍA, A. (2012). "Impactos de largo plazo, el programa Familias en Acción en municipios de menos de 100 mil habitantes en los aspectos claves del desarrollo del capital humano". Informe final. Unión temporal Econometría y SEI.         [ Links ]

40. GINÉ, X. (2005). Cultivate or rent out? Land security in rural Thailand (Policy Research Working Paper). World Bank.         [ Links ]

41. GONZALES DE LA ROCHA, M. (2005). Familia y política social de México. El caso de Oportunidades. Ponencia presentada en la reunión de expertos "Políticas hacia la familia, protección e inclusión sociales", Santiago de Chile, 27 y 28 de junio.         [ Links ]

42. GONZALES DE LA ROCHA, M. y ESCOBAR, A. (2004). Evaluación cualitativa del programa de desarrollo humano Oportunidades. Seguimiento de impacto 2001-2002. Comunidades de 2.500 a 50.000 habitantes. Evaluación de resultados de impacto del programa de desarrollo humano Oportunidades.         [ Links ]

43. HENDY, R. y SOFER, C. (2010). A collective model of female labor supply: Do distribution factors matter in the Egyptian case? (Working Paper). CES.         [ Links ]

44. JANVRY, A. y SADOULET, E. (2004). Conditional cash transfer programs: Are really magic bullets? Consultado en Department of Agricultural and Resource Economics, University of California at Berkeley http://are.berkeley.edu/~esadoulet/papers/ARE-CCTPrograms.pdf.         [ Links ]

45. JANVRY, A. y SADOULET, E. (2006). When to use a CCT versus a CT approach? Ponencia presentada en la Tercera Conferencia Internacional sobre transferencias condicionadas en efectivo, Estambul, Turquía.         [ Links ]

46. JEJEEBHOY, S. J. (1995). Women's education, autonomy, and reproductive behaviour: Experience from developing countries. Oxford: Clarendon Press.         [ Links ]

47. KABEER, N. (1999). "Resources, agency, achievements: Reflections on the measurement of women's empowerment", Development and Change, 30:435-464.         [ Links ]

48. LARRAÑAGA, O. y CONTRERAS, D. (2010). Chile Solidario y el combate a la pobreza. Las nuevas políticas de protección social en Chile. Santiago de Chile: Programa de las Naciones Unidas para el Desarrollo (PNUD).         [ Links ]

49. Loury , G. C. (1977). "A dynamic theory of racial income differences", en P. A. Wallace y A. LeMund (eds.), Women, minorities, and employment discrimination. Lexington, Mass.: Lexington Books.         [ Links ]

50. MALDONADO, J. H. y URREA, M. A. (2010). Bancarización y acceso a servicios financieros de beneficiarios urbanos del programa de Familias en Acción (Documento Cede 41). Universidad de los Andes.         [ Links ]

51. MASON, K. O. (1993). "The impact of women's position on demographic change during the course of development", en N. Federici, K. Oppenheim Mason y S. Sogner (eds.), Women's position and demographic change. Nueva York: Oxford University Press.         [ Links ]

52. MOLYNEUX, M. (2009). Conditonal cash transfers: Pathways to women's empowerment? (Pathways Brief 5).         [ Links ]

53. MOYO, S., RUTHERFORD, B. y AMANOR-WILKS, D. (2000). "Land reforms and changing social relations for farm workers in Zimbavwe", Review of African Political Economy, 27(84):181-202.         [ Links ]

54. NGO, T. M.-P. y WAHHAJ, Z. (2008). Microfinance ang gender empowerment. MPRA. Reino Unido: University of Oxford.         [ Links ]

55. NUN, E. y TRUCCO, D. (2008). "Informe de sistematización de evaluaciones cualitativas del Programa Puente y Sistema de Protección Chile Solidario", Revista Latinoamericana de Desarrollo Humano. Recuperado de http://www.revistadesarrollohumano.org/temas125.asp.         [ Links ]

56. PEÑA, X. et al. (2012). Mujer y movilidad social. Bogotá: Misión de Equidad y Movilidad Social, DNP.         [ Links ]

57. PEÑA, X., IBÁÑEZ, A. y ARIAS, M. (2013). Mujeres rurales jóvenes y migración en Colombia (Documento de Trabajo 8). Programa Nuevas Trenzas.         [ Links ]

58. PFEIFFER, J., GLOYD, S. y LI, L. R. (2001). "Intrahousehold resource allocation and child growth in Mozambique: An ethnographic case-control study", Social Science & Medicine, 83-97.         [ Links ]

59. POLATO, E. y FAVA, A. C. (2011). To buy a washing machine or television set? Bargaining over durable goods in Brazil. University of Illinois at Urbana-Champaign.         [ Links ]

60. RILEY, N. (1997). "Gender, power, and population change", Population Bulletin, 52(1):1-48.         [ Links ]

61. ROSS, G. y VIDAL, A. (1998). Community organizing: Building social capital as development strategy. California: Sage Publications.         [ Links ]

62. SCHEYVENS, R. (1998). "Subtle strategies for women's empowerment: Planning for effective grassroots development", TWPR, 20(3):235-253.         [ Links ]

63. SKOUFIAS, E. B., MCCLAFFERTY. (2001). Is Progresa working? Summary of the results of an evaluation by IFPRI (FCND Discussion Paper 118). Instituto Internacional de Investigaciones sobre Políticas Alimentarias.         [ Links ]

64. SONG, L. (2008). In search of gender bias in household resource allocation in rural China. Bonn: MPRA.         [ Links ]

65. SUÁREZ, M. y LIBARDONI, M. (2008). "The impact of the Bolsa Familia Program: Changes and continuities in the social status of women. Results", en J. Vaitsman y R. Paes-Sousa (eds.), Evaluation of MDS Policies and Programs (vol. 2). Brasilia: Ministerio de Desarrollo Social y Lucha contra el Hambre.         [ Links ]

66. TRIVELLI, C. y YANCARI, J. (2008). Proyecto Capital. Disponible en http://proyectocapital.facipub.com/facipub/upload/publicaciones/1/120/files/ppt_octubre_2008_taller_trivelli.pdf.         [ Links ]

67. TRIVELLI, C. (2009). Programas de transferencias monetarias condicionadas y procesos de inclusión financiera en América Latina. Disponible en IEP http://www.rlc.fao.org/es/prioridades/seguridad/ingreso4/pdf/iep.pdf.         [ Links ]

68. TRIVELLI, C., MONTENEGRO, J. y GUTIÉRREZ, M. C. (2011). Primeros resultados del Programa Piloto "Promoción del ahorro en familias Juntos (Documento de Trabajo 59). Instituto de Estudios Peruanos (IEP)-Proyecto Capital.         [ Links ]

69. VELÁSQUEZ, F. (2012). El programa Familias en Acción en Colombia: focalización territorial, relaciones intergubernamentales, organización, participación y enfoque de género. Bogotá: Fundación Foro Nacional por Colombia.         [ Links ]

70. VERAS, F. y SILVA, E. (2010a). Conditional cash transfer programmes and gender vulnerabilities: Case study of Brazil, Chile and Colombia (Working Paper 69). Centro Internacional de Políticas para el Crecimiento Inclusivo.         [ Links ]

71. VERAS, F. y SILVA, E. (2010b). "Empowering or reinforcing traditional roles: Can CCTs address gender vulnerabilities?", One Pager, 115. Centro Internacional de Políticas para el Crecimiento Inclusivo.         [ Links ]

72. VILLATORO, P. (2007). Las transferencias condicionadas en América Latina: luces y sombras. Documento de la Cepal para el seminario internacional "Evolución y desafíos de los programas de transferencias condicionadas". Brasilia, Brasil.         [ Links ]

73. WANG, S.-Y. (2013). "Property rights and intra-household bargaining", Journal of Development Economics, 107(C):192-201.         [ Links ]

74. WOOLCOCK, M. (1998). "Social capital and economic development: Toward a theoretical synthesis and policy framework", Theory and Society, 27(2):151-208.         [ Links ]

75. ZILVETI, V. y FUENTES, L. (2010). Una mirada externa del proyecto Mujeres Ahorradoras en Acción, lecciones aprendidas de esta experiencia (Documento de Trabajo 19). Proyecto Capital.         [ Links ]

Anexos

La significancia de los coeficientes interacción entre tratamiento y periodo más interacción entre urbano, periodo y tratamiento es no significativa para todos los casos.