A. Fuente de información

En este trabajo, se explotará la información longitudinal proveniente de la Endis realizada en un marco de cooperación entre el programa Uruguay Crece Contigo (UCC), el Instituto Nacional de Estadística (INE) y la Facultad de Ciencias Económicas y de Administración de la Universidad de la República.

La Endis recoge información sobre arreglos familiares, situación socioeconómica, acceso a programas de protección social, inserción educativa y laboral de todos los miembros del hogar, información retrospectiva de la madre sobre el momento del embarazo y variables sobre el desarrollo físico, cognitivo, socioindividual y de salud de los niños⁶.

La primera ola de la Endis se realizó entre 2013 y 2014, y el universo de análisis fueron los hogares particulares con niños de 0 a 3 años y 11 meses, ubicados en localidades urbanas mayores de 5000 habitantes. La muestra se realizó según los hogares entrevistados para la Encuesta Continua de Hogares (ECH) del INE entre febrero de 2012 y noviembre de 2013. Es decir, que la primera ola de la Endis se puede unir con la ECH de modo de obtener información adicional.

La primera ola cuenta con datos de 2265 hogares con niños de 0 a 4 años, que totalizan 3079 niños de todo el país.

La segunda ola se realizó entre noviembre de 2015 y junio de 2016, y logró dar seguimiento a 2383 niños de la primera ola que totalizan 2.085 hogares⁷.

El análisis de impacto presentado en este trabajo refiere solo a los casos de niños relevados en ambas olas, y residentes en el departamento de Montevideo (ciudad capital) en tanto en la primera ola las pruebas de desarrollo infantil fueron aplicadas exclusivamente en dicho departamento.

En el Anexo 1, se presenta el detalle de la pérdida de casos en el armado de la muestra final de trabajo; y en el Anexo 2, las características más relevantes de la primera ola para los casos que persisten en el panel y las observaciones perdidas entre olas. En general, no se encuentran sesgos significativos en la atrición, a excepción de la edad de la madre en el momento del parto que es levemente mayor entre las que persisten en el panel, y una mayor proporción de niños del quintil de mayores ingresos —y menor proporción del quintil de menores ingresos—entre los casos que persisten en la muestra. Sin embargo, no se espera que este desgaste del panel impacte en los resultados de las estimaciones.

B. Test de desarrollo infantil

Para estudiar los efectos de la asistencia educativa temprana en el desarrollo infantil, se utilizará el ASQ‑3 (^{Squires, Twombly, Bricker y Potter, 2009}). Este test, elaborado en 1995, es una herramienta de evaluación del desarrollo infantil y de identificación del riesgo de retraso en el desarrollo en las siguientes áreas:

• Comunicación: habilidades verbales del niño, incluso comprensión y expresión.

• Motricidad gruesa: utilización de brazos, piernas y otros músculos para sentarse, gatear, caminar, correr y hacer otras actividades.

• Motricidad fina: coordinación ojos-manos y la manipulación de pequeños objetos.

• Resolución de problemas: solución de problemas y juegos.

• Socioindividual: observación del juego para evaluar capacidad de ayudarse a sí mismo y de interacción con las demás personas.

Estas cinco áreas nos permiten analizar el desarrollo cognitivo (resolución de problemas y comunicación), no cognitivo (socioindividual y comunicación) y motor (motricidad gruesa y fina) de niños.

El test puede ser aplicado por padres o cuidadores a niños en el entorno de 1 a 66 meses y consiste en una serie de 21 cuestionarios que contienen 30 ítems divididos en 6 grupos para cada una de las 5 áreas. Las preguntas o ítems difieren según la edad en meses del niño, de acuerdo con el nivel de desarrollo esperado para cada edad. Se adjudican 10 puntos cuando el ítem es realizado completamente, 5 si se efectúa parcialmente y 0 cuando no se lleva a cabo. Es decir, los puntajes más altos indican mayor nivel de desarrollo infantil. Luego, se suma el puntaje total obtenido por área, se compara con una tabla de puntos de corte de referencia según la edad y se categorizan los resultados en tres rangos: a) Rango normal (mayor de –1 desviación estándar), b) zona de monitoreo (entre –1 y –2 desviaciones estándar) y c) rango de riesgo (menor de –2 desviaciones estándar). En el Anexo 3, se presentan los valores de referencia que se utilizan para estandarizar las cinco áreas del ASQ-3. Dado que los valores de media y desvío varían según los meses, se presentan a modo de ejemplo los valores mínimos y máximos encontrados para el tramo etario abarcado en cada ola.

C. Análisis descriptivo

En esta sección, se realiza una descripción de los datos como forma de aproximación al vínculo entre la asistencia educativa y el desarrollo infantil. La información refiere a los 2378 casos para los que se cuenta con información de ambas olas y no solo a la muestra de estudio (ver Anexo 1). En la Tabla 1 se presentan estadísticas descriptivas de las principales características de niños y su variación entre olas. En primer lugar, se muestra la distribución por sexo y edad de la madre en el momento del parto que son datos invariantes en el tiempo, y se encuentra que un 47 % de la muestra analizada son varones y que la edad media a la que las madres tuvieron sus hijos es 26,8 años. En relación con las restantes variables analizadas, no se observan cambios significativos entre olas para la variable indicativa de la residencia en la capital del país (Montevideo), en los años de educación de las madres, ni en la cantidad de miembros en el hogar. Por su parte, se registra un aumento estadísticamente significativo en la proporción de niños que conviven con su padre en el mismo hogar. De forma esperable dado el paso del tiempo, se observa una disminución de la cantidad de menores de 3 años y un aumento en la cantidad de menores entre 4 y 12 años. Los datos expuestos pueden contribuir a un primer entendimiento sobre los posibles problemas de endogeneidad que pueda presentar este trabajo.

TABLA 1 Tabla 1. Descriptivos de características seleccionadas 

Descriptivos obtenidos mediante ponderación de la muestra según expansor de panel. Un total de 2378 observaciones

Fuente: elaboración propia según la Endis.

En la Tabla 2, se presentan las medias de los puntajes estandarizados para las cinco áreas del ASQ-3 en cada ola, es decir, que los resultados deben interpretarse como desvíos respecto de la media. A su vez, los datos de dicha tabla representan el universo con información para cada ola, esto es, solo para Montevideo en la primera ola, y para el total del país en la segunda. Se observa un incremento significativo en los resultados de motricidad gruesa, lo que implica una mejora en este test entre olas. Por su parte, también se observa un incremento, aunque en estos casos no estadísticamente significativos, para las áreas de motricidad fina y socioindividual, y una reducción en comunicación y resolución de problemas. Si se analiza el cambio de categoría de desarrollo entre olas (Anexo 4), se observa que las áreas con mayores cambios son motricidad fina y resolución de problemas que presentan una alta proporción de niños que mejoran su categoría (18 % y 13 %, respectivamente), pero también que empeoran (15 % y 14 %). Como resultado, estas dos áreas son las únicas que disminuyen la proporción de niños en el rango normal.

En relación con la asistencia a centros educativos o de cuidados, se encuentra una variación en la asistencia educativa de alrededor de 40 puntos porcentuales (pp) entre olas, pasando de representar el 37 % de niños en la primera ola al 77 % en la segunda. Esta variación se explica fundamentalmente por la edad, ya que en la segunda ola abarca los niños de 2 a 6 años (debido a la estructura de panel), por lo cual el aumento de la edad entre olas genera un incremento en la asistencia educativa. A su vez, el 92 % de los que asistían en la primera ola mantienen su condición de asistencia entre olas, al tiempo que el 69 % de los que no asistían comienzan a asistir entre la primera ola y la segunda. Si se analiza la asistencia según la condición socioeconómica, se encuentra que en ambas olas la tasa de asistencia es creciente con el quintil de ingresos del hogar (Tabla 3). A su vez, la asistencia en la segunda ola duplica la asistencia en la primera para todos los quintiles.

TABLA 2 Tabla 2. Descriptivos del ASQ-3 

Descriptivos obtenidos mediante ponderación de la muestra según expansor de panel

Fuente: elaboración propia según la Endis

También se analiza la asistencia según tipo de centro y cantidad de horas de asistencia (Anexo 5), y se encuentra que en la segunda ola se registra un aumento de la asistencia pública explicado fundamentalmente por quienes se hallan en el tramo de asistencia obligatoria (4 y más años). Por su parte, la cantidad de horas semanales de asistencia, tanto en la primera ola como en la segunda, es mayor cuanto mayor es la edad del niño. De forma consistente, en la segunda ola se registra un aumento en la cantidad de horas de asistencia promedio que alcanza 23 horas semanales.

TABLA 3 Tabla 3. Asistencia a centro de cuidado por quintil de ingreso según ola 

Descriptivos obtenidos mediante ponderación de la muestra según expansor de panel

Fuente: elaboración propia según la Endis

Como aproximación descriptiva al vínculo entre la asistencia a un centro educativo y el desarrollo infantil, se presenta la distribución de los resultados globales para cada área del ASQ-3, según asistencia, para cada ola. En la primera ola, se encuentra que la proporción de niños en el rango de riesgo o zona de monitoreo es menor entre los que asisten para todas las pruebas. Es decir, aquellos que se encontraban asistiendo en la primera ola tenían, en promedio, mejores desempeños que aquellos que no asistían. Los mejores desempeños se encuentran en motricidad gruesa (9 pp), seguido de resolución de problemas (7 pp), socioindividual (6 pp), motricidad fina (4 pp) y comunicación (1 pp) (figura 1).

Fuente: elaboración propia según la Endis

FIGURA 1 Figura 1. Resultados globales para el ASQ-3 según asistencia educativa. Montevideo, 1-47 meses. Ola 1Descriptivos obtenidos mediante ponderación de la muestra según expansor de panel 

De igual manera, en la segunda ola también se encuentran resultados más favorables entre los que asisten a un centro educativo en relación con los que no asisten (Anexo 6). En este caso, los mejores desempeños se encuentran en comunicación (7 pp), seguido de motricidad gruesa (4 pp) y 3 pp para las restantes tres áreas. Sin embargo, a excepción del área de comunicación, los resultados son menos favorables en magnitud que los registrados en la primera ola. En los siguientes apartes, se realizará un análisis más riguroso de estas diferencias.

D. Metodología

Tal como fue mencionado, el objetivo de este trabajo es evaluar, en primer lugar, los determinantes de la asistencia educativa temprana y, en segundo lugar, el efecto de dicha asistencia en el desarrollo de los niños. Para ello, se utilizará la técnica de PSM, de modo de balancear los grupos de comparación, para lo cual se seguirá el trabajo seminal de Rosenbaum y Rubin (¹⁹⁸³) y el de Hirano, Imbens y Ridder (²⁰⁰³), los cuales hacen referencia a cómo estimar una regresión mínimo-cuadrática ponderando por el PSM. A partir de allí, luego de conformados los grupos, se realizará un análisis de diferencias en diferencias de modo de cuantificar el efecto de la asistencia educativa temprana en el desarrollo infantil a través del ASQ-3.

Cabe aclarar que, sin ninguna consideración adicional, la comparación entre asistir y no asistir a un centro educativo no puede ser interpretada de forma causal por los problemas de endogeneidad existentes. Lo que significa que variables que pueden explicar la decisión de los padres de enviar a sus hijos a centros de cuidado están correlacionadas con características no observables que pueden afectar el desarrollo de los niños. Según ha indicado la literatura (^{Angrist y Pischke, 2009}), cuando no se cuenta con información experimental, existen distintas formas de solucionar este problema, las cuales incorporan un conjunto de variables de control, efectos fijos, variables instrumentales, métodos de matching, regresión discontinua, entre otras.

En este estudio, la unidad de análisis son los menores de 4 años en la primera ola de la Endis. Se consideran en el momento t = 0 aquellos niños que no asisten a un centro de cuidado y en el momento t =1_se estima la decisión de enviar o no a esos niños a un centro de cuidado. Así, quedan conformados los grupos de tratamiento y control en función de la probabilidad de asistencia en la segunda ola (t =1).

La decisión de sobre enviar o no a los niños a un centro de cuidado se estima a través de un modelo de decisión binaria. Sea Si * la utilidad neta de los padres i de elegir enviar a sus hijos a un centro de cuidado en el momento t =1 y Di una variable binaria que indica la decisión de los padres, donde _Di =1_(si Si * ³0)_ representa la asistencia a un centro de cuidado y Di = 0 el caso contrario.

Se asume que la utilidad de los padres de enviar o no a sus hijos a un centro de cuidado está asociada con características observables y no observables de los hogares y con la disponibilidad de centros, a través de la siguiente función de utilidad:

Donde Zi es un vector de características observables del hogar y de la disponibilidad de centros y Vi es un vector de variables no observables que afectan la utilidad de los padres. De modo de simplificar, tal como sugieren Urzúa y Veramendi (²⁰¹¹), se asume que los vectores mencionados son independientes. Una vez que los padres toman la decisión, el resultado observado de los niños está condicionado a esa decisión.

Tal como se mencionó, se utilizará la estrategia de PSM para balancear los grupos de tratamiento y control a considerar, cuyas diferencias radican en los mecanismos de asignación ponderado de los individuos a los grupos tratados y no tratados. Por ello, la probabilidad de asignación al tratamiento se puede expresar de la siguiente manera:

El modelo predominante para el análisis de efectos causales se basa en el concepto de resultados potenciales o contrafactuales propuesto por Rubin (¹⁹⁷⁴). Así, los resultados potenciales para el niño j del hogar i corresponden al evento de asistir y no asistir a un centro educativo. Los resultados asociados al estado de tratamiento (asistencia a centro educativo) de los niños son los que se exponen a continuación, y dependen de características observables y de la utilidad que presentan los padres de enviar a sus hijos a un centro educativo.

El efecto causal del tratamiento para el individuo i viene dado por la diferencia:

Yij Yij 1- 0 . De esta manera, la causalidad viene dada al suponer que lo único que varía entre Yij 1 y Yij 0 es la condición de ser tratado o no tratado. Es importante aclarar nuevamente que sin supuestos adicionales de la correlación entre Sij 0 y Sij 1 los resultados se encuentran contaminados por los problemas de selección existentes (^{Urzúa y Veramendi, 2011}).

Los resultados observados se pueden escribir de la siguiente manera:

Nuevamente, siguiendo a Urzúa y Veramendi (²⁰¹¹), se debe intentar incorporar al modelo dotaciones latentes no observables del hogar como ser dotaciones cognitivas y socioemocionales que pueden afectar, por un lado, la decisión de los padres de enviar a sus hijos a un centro educativo y, por otro, los resultados posteriores que puedan obtener los niños que asisten a centros educativos en edades tempranas. Esto se considera importante, ya que, según ciertos estudios, las habilidades de los niños son determinadas por las dotaciones de los padres (^{Cunha y Heckman, 2007}), pero es una limitación presente en el trabajo, puesto que no se cuenta con esta información.

En síntesis, se considerarán aquellos niños que en el momento t = 0 no asisten a un centro de cuidado y a partir de la técnica de PSM se calculará la probabilidad de ser tratado y no tratado en t =1 para el armado de los grupos de tratamiento y de control de forma que estos queden balanceados. Es decir, se estimarán efectos locales para aquellos niños que no asistían en t = 0. La predicción del PSM se utilizará para ponderar las observaciones correspondientes al grupo de control. Luego, se utiliza el estimador de dobles diferencias (DD) para explotar la fuente de variabilidad existente proveniente de las dos olas de la Endis y analizar el efecto de la asistencia educativa temprana sobre las habilidades de los niños. El estimador de DD es la diferencia entre olas de la variable de resultado observada para los grupos de tratados y de control.

Se sugiere ser cuidadoso a la hora de extrapolar los resultados, ya que los grupos fueron armados en función de ciertas variables de interés. Tal como fue mencionado, la validez de la estrategia de identificación descansa en el supuesto que en ausencia del tratamiento (asistencia a centro educativo) los grupos de tratamiento y control hubieran evolucionado de manera similar, y de existir un cambio en el momento del tratamiento (asistencia al centro educativo), es generado por este. La ecuación a estimar se especifica a continuación:

ECUACIÓN 1 

Donde, Habit es la variable de resultado que representa las habilidades del niño i en el momento t consistente en el resultado estandarizado del ASQ-3; DD es la interacción de la variable tiempo que toma valor 1 para la segunda ola y la variable binaria Asisteit que toma valor 1 si el niño i asiste a un centro educativo en t =1, es decir, que DD toma valor 1 cuando el niño asiste a un centro educativo en la segunda ola; Xit es el vector de variables de control que capturan características del niño; Zit es el vector que captura características del hogar (ver Anexo 6); mi controla la heterogeneidad no observable entre los niños; y eit es el término de error. La estimación se realiza utilizando efectos fijos a nivel individual y clusterizando los errores en el hogar de modo de controlar por posibles contaminaciones cuando en el hogar conviven niños que se encuentran asistiendo a centros de cuidado con niños que aún no asisten.

El parámetro b es el que captura el efecto causal de asistir a un centro educativo. Se supone que no existen variables omitidas que sean específicas de los niños que varíen en el tiempo y estén correlacionadas con la probabilidad de asistencia educativa que afecten las habilidades. Los efectos fijos individuales controlan por características de la población que son constantes en el tiempo. A su vez, el efecto fijo por año controla por características que son comunes al grupo de tratamiento y control dentro de cada año.

Para el análisis de los efectos heterogéneos de la asistencia según intensidad del tratamiento (horas semanales de asistencia y meses de concurrencia continua) y condición socioeconómica, se interactúa el término DD por la variable de interés y se obtiene como resultado un nuevo vector de b, tal como se indica en la siguiente ecuación:

ECUACIÓN 2 

Antes de presentar los resultados, es necesario destacar algunos elementos que limitan este estudio y podrían afectar los resultados obtenidos. En primer lugar, solo se cuenta con dos olas de la Endis, lo que impide testear algunos supuestos básicos para la correcta aplicación del método de diferencias en diferencias. Asimismo, contar con más olas permitiría testear si los cambios encontrados se deben a resultados coyunturales o representan los reales efectos causales de la asistencia educativa. Por otra parte, sería deseable poder agrupar heterogeneidades de los entrevistadores que puedan generar diferencias en los test aplicados. Además, como ya fue mencionado, no contar con información sobre la calidad de las escuelas constituye una gran limitación en el análisis tanto de los determinantes de la asistencia como de su impacto en el desarrollo. Finalmente, podríamos tener problemas de sensibilidad debido a la cantidad de casos con los que se está trabajando.

A. Determinantes de la asistencia a centros de cuidado

Para analizar el efecto de la asistencia a centros de cuidado sobre el desarrollo infantil, en primer lugar, se estimó la probabilidad de asistencia en la segunda ola para todos aquellos niños que no estaban asistiendo en la primera ola utilizando un modelo probit . Las características que se consideran corresponden a la primera ola. El modelo resultó significativo en forma conjunta.

Dentro de las variables vinculadas a las características del niño, los varones presentan probabilidad de asistencia significativamente mayor de la de las mujeres, y a mayor edad en meses mayor es la probabilidad de asistencia. Este resultado va en línea con lo evidenciado por Salas (²⁰¹⁶) y Loeb et al. (²⁰⁰⁷). Por su parte, las aspiraciones de educación, medidas a través de la pregunta “¿Hasta qué nivel espera usted que su hijo estudie?”, disminuyen significativamente la probabilidad de asistencia cuando la aspiración es nivel bachillerato y positiva pero no significativa para nivel terciario. Esto resulta en signo contrario a lo encontrado por Salas, posiblemente debido a la diferencia en la unidad de análisis y especificación de los modelos.

Respecto de las características de la madre, la edad en el momento del parto es significativa y negativa, a diferencia de lo encontrado en Salas (²⁰¹⁶). A su vez, la edad de la madre en el momento del parto como un polinomio de segundo orden también resulta significativa y positiva, lo cual significa que la edad del parto influye de forma negativa y creciente en la asistencia educativa de los niños. La variable aquí se introduce como continua e indica que a mayor edad de parto de la madre menor la probabilidad de asistencia. Por su parte, cuanto más años de educación de la madre, mayor la probabilidad de asistencia a centro de cuidados, resultado coherente con lo encontrado por Urzúa y Veramendi (²⁰¹¹).

En relación con las características de la crianza del niño y de forma contraria a lo esperado, la no convivencia del padre en el hogar afecta negativamente la probabilidad de asistencia a diferencia de lo encontrado en Salas (²⁰¹⁶) y Felfe y Lalive (²⁰¹⁴).

Por último, de las variables vinculadas a características del hogar se observa que la cantidad de miembros en el hogar como la presencia de niños de entre 4 y 12 años resultaron negativas y la presencia de más de un niño menor de 4 años positiva. Esto es coherente con Urzúa y Veramendi (²⁰¹¹), para quienes la presencia de otros menores en el hogar puede aumentar la asistencia educativa de los niños. Esto puede ser dado por distintos motivos. Por un lado, debido a economías de escala, donde, si el niño de mayor edad asistía previamente a un centro educativo, genera que el costo relativo sea menor, por ejemplo, al considerar la existencia de costos de traslado. Por otro, el conocimiento previo de los padres sobre la calidad de las instituciones de educación puede aumentar la confianza de estos sobre el tipo de centro y generar en última instancia que la decisión de enviar a los niños a un centro educativo se dé de forma más rápida. Finalmente, a mayor quintil de ingresos del hogar, mayor es la probabilidad de asistencia.

Si bien el PSM es altamente sensible a la determinación de las variables a utilizar, es preciso señalar que se probaron especificaciones más parsimoniosas del PSM y no se encuentran diferencias sustantivas en los resultados del impacto de la asistencia sobre el desarrollo. Por esta razón, para aplicar el método de DD, se restringe la muestra en consideración a aquellas observaciones en las cuales se solapan las distribuciones del PSM. En este sentido, el total de observaciones del soporte común es de 567, donde 8 observaciones fueron descartadas, contando con 148 en el grupo de control y 419 en el grupo de tratamiento⁸ .

TABLA 4 Tabla 4. Modelo de estimación de asistencia educativa 

Errores estándar entre paréntesis; Niveles de significación: *** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1; Variables omitidas: mujer, aspiraciones educacionales menores de bachillerato, hogar del primer quintil

Fuente: elaboración propia según Endis

Antes de analizar el efecto de la asistencia educativa temprana sobre el desarrollo infantil, se muestra en la tabla 5 el test de diferencia de medias para los grupos de tratamiento y control (asistencia y no asistencia a un centro educativo) en atención a ciertas variables relevantes.

TABLA 5 Tabla 5. Test de diferencias de medias. Grupo de tratamiento y control para el periodo t = 0 

Fuente: elaboración propia según Endi

Se puede observar que la mayor parte de las variables relevantes no presentan diferencias significativas entre los grupos considerados. Igualmente, variables como la edad en meses de los niños, los años de educación de la madre y pertenecer a los quintiles más bajos de ingreso en la segunda ola (t = 1) muestran desbalances entre los grupos considerados, variables que serán incorporadas como variables de control en las estimaciones de la próxima sección.

B. Impacto de la asistencia en el desarrollo infantil

En esta sección, se muestra el efecto global de la asistencia educativa temprana para las cinco áreas del ASQ-3: comunicación, resolución de problemas, socioindividual, motricidad fina y motricidad gruesa. Se estima la Ecuación 1 que incorpora las variables de control detalladas en el Anexo 6.

En la Tabla 6, se presentan de modo resumido el efecto global de la asistencia educativa sobre el desarrollo infantil para el total de niños, y desagregado según tramo de edad en meses de la segunda ola. A su vez, en el Anexo 7, se presentan los coeficientes de interés de este análisis. No se observan efectos significativos para el total de la muestra, pero sí en los modelos separados según edad de los niños. La asistencia educativa tiene resultados negativos y significativos sobre la motricidad gruesa para los niños menores de 40 meses en la segunda ola. Por su parte, entre los mayores de 40 meses el efecto de la asistencia es positivo sobre los test de resolución de problemas y el socioindividual.

TABLA 6 Tabla 6. Efecto global de la asistencia educativa sobre el desarrollo infantil 

Todas las regresiones incluyen las variables de control especificadas en el Anexo 6, efectos fijos en el individuo y errores clusterizados en el hogar. Niveles de significación: *** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1

Fuente: elaboración propia según la Endis

Algunos de los resultados encontrados van en línea con la literatura revisada. Los signos encontrados para los test de resolución de problemas, motricidad gruesa y fina coinciden con lo encontrado por Salas (²⁰¹⁶), aunque no resultan estadísticamente significativos. Al igual que Urzúa y Veramendi (²⁰¹¹), los efectos más pronunciados se encuentran para los niños de mayor edad.

2. Resultados según condición socioeconómica

Finalmente, se analizan los resultados de la asistencia sobre el desarrollo según terciles de ingreso per capita del hogar (Figura 5 y Anexo 7). Debido a la cantidad de casos en cada categoría, se presentan los resultados para el total de la muestra y para los niños mayores de 40 meses. Nuevamente, son los test de resolución de problemas, socioindividual y motricidad gruesa los que presentan efectos significativos. En el caso de resolución de problemas, tanto para el total de la muestra como para los mayores de 40 meses, se encuentran efectos positivos crecientes con el nivel de ingresos del hogar, de modo que son significativos para el tercil de mayores ingresos. El test socioindividual para los mayores de 40 meses muestra efectos en forma de U, con impactos positivos y significativos para los niños de los terciles extremos (más pobre y más rico). Finalmente, para motricidad gruesa, el efecto negativo encontrado previamente (Tabla 5) se explica por el tercil de ingresos medios para el total de la muestra. Por su parte, si bien para niños mayores de 40 meses no se habían encontrado efectos globales de la asistencia sobre este test, en el análisis se encuentran efectos positivos y significativos para los niños de hogares de menores ingresos.

Los mejores resultados evidenciados para los terciles de mayores ingresos para los test de resolución de problemas y socioindividual son coherentes con lo encontrado por Fletcher y Wolfe (²⁰¹⁶). Por su parte, los efectos positivos sobre motricidad gruesa para los niños del tercil más pobre van en línea a lo evidenciado por Drange y Havnes (²⁰¹⁵) y Felfe y Lalive (²⁰¹⁴) que encontraron que la asistencia temprana a centros educativos compensa las desigualdades socioeconómicas iniciales.

Fuente: elaboración propia según la Endis.

FIGURA 5 Figura 5. Efecto de la asistencia sobre el desarrollo infantil (ASQ-3) según terciles de ingreso, total de niños y mayores de 40 mesesLas figuras indican el valor que toma el efecto de la asistencia según el tercil de ingresos del hogar para cada test y tramo de edad analizado. Las bandas indican el intervalo de confianza al 90 %.