INTRODUCCIÓN

La deserción escolar es un fenómeno multicausal que, en la Argentina, tiene una mayor incidencia entre los adolescentes de 14 a 17 años. Así, durante 2003-2013, el porcentaje de abandono escolar interanual no superaba el 2% entre los niños matriculados en los seis primeros años del nivel primario, pero alcanzaba, en promedio, al 13% de los adolescentes que asistían al secundario¹. Este aumento de la deserción escolar con la edad podría estar relacionado con la más alta probabilidad de trabajar que presentan los jóvenes en comparación con los niños por su mayor edad y nivel de educación (^{Sapelli y Torche, 2004}).

Varios estudios demostraron la relación entre el trabajo en los estudiantes y las tasas de abandono escolar (^{Marsh y Kleitman, 2005}; OIT y Unicef, 2008). El trabajo infantil pone fuertes barreras al acceso y permanencia en la escuela, como reflejan diversas investigaciones que constatan cómo el trabajo reduce la probabilidad de escolarización para niños y adolescentes (^{Maitra y Ray, 2002}; ^{Murillo y Román, 2014}; ^{Ray y Lancaster, 2005}). No obstante, las políticas que han sido exitosas en incrementar la asistencia escolar no necesariamente disminuyen el trabajo infantil (^{Ravallion y Wodon, 2000}). Por eso, la decisión de estudiar y la de trabajar no siempre son mutuamente excluyentes (^{Sapelli y Torche, 2004}).

Por otra parte, numerosas investigaciones concuerdan en señalar la fuerte asociación entre el abandono escolar y una condición socioeconómica desventajosa (^{Manzano y Ramírez, 2012 2}; ^{Paz y Cid, 2012}; ^{Ray y Lancaster, 2005}; entre otros)³. En la Argentina, la tasa de deserción escolar entre los jóvenes del quintil de ingresos familiares per cápita más pobre ascendía, en 2008, al 16% en el caso de los adolescentes entre 14 y 17 años y al 23% entre aquellos de 16 a 17 años. En cambio, la tasa de abandono escolar de los adolescentes en el quintil de ingresos más ricos era menor al 4%⁴.

Esto sugiere que la deserción escolar obedece en parte a la vulnerabilidad de los hogares asociada a la pobreza, los riesgos y los shocks económicos. Y en la mitigación de estas vulnerabilidades, la protección social desempeña un papel fundamental. Si bien la vulnerabilidad económica no es la única causa del abandono escolar y la protección social no es por sí sola una solución integral, los esfuerzos para eliminar este problema tienen pocas probabilidades de éxito, si no se cuenta con un piso de protección social para preservar a los hogares vulnerables de tales shocks. Los programas de transferencias constituyen una parte cada vez más importante de los pisos de protección social en varios países (^{OIT, 2013}).

Asimismo, dadas las múltiples consecuencias negativas asociadas con la deserción escolar y considerando su elevada incidencia entre los adolescentes, gran parte de los países de Latinoamérica abordó este problema mediante políticas públicas específicas, como los programas de transferencias condicionadas de ingresos. Como la deserción generalmente concierne a las familias en situación de desventaja social y económica, el desafío para los policymakers, en términos de lograr que cada vez más jóvenes concluyan la educación secundaria, muchas veces comienza por mejorar sus condiciones de vida.

En este contexto, se pretende evaluar el programa Asignación Universal por Hijo (AUH) implementado en la Argentina desde 2009, como una herramienta eficaz para reducir los niveles de abandono escolar entre los adolescentes beneficiarios⁵. Si bien el objetivo del programa es mejorar el nivel de seguridad económica, el Estado otorga mediante la AUH, una transferencia de ingresos a los hogares vulnerables con niños y adolescentes menores de 18 años, solicitando como contrapartida la certificación de su asistencia a la escuela, al finalizar el ciclo lectivo. Teniendo en cuenta la cantidad de destinatarios y su participación en el PIB⁶, la AUH constituye el programa vigente de transferencias de ingresos a familias con niños y adolescentes más importante del país.

El objetivo principal así como la contribución de este artículo es evaluar los efectos de la AUH en la tasa de deserción escolar de los adolescentes, explorando posibles diferencias en su impacto por grupo etario a partir de una base de datos novedosa. Además, el estudio examina si el efecto del programa en esta variable responde, en parte, a su impacto en la tasa de participación laboral adolescente así como en su ingreso familiar per cápita.

ANTECEDENTES EMPÍRICOS

En la Argentina el programa AUH recibió la atención de varios estudios de evaluación de impacto por ser uno de los programas vigentes de transferencias de ingresos más importantes del país. La mayoría de estos estudios investiga los posibles efectos del programa en determinados indicadores distributivos y del mercado laboral. Pero prácticamente ninguno de ellos analiza su impacto en la deserción escolar ni en la tasa de ocupación adolescente, que es uno de sus principales determinantes. Además, la gran mayoría de los estudios que se mencionan a continuación utiliza los datos de la Encuesta Permanente de Hogares (EPH) que no permite identificar en forma directa a los beneficiarios de la AUH (BAUH). En cambio, en este documento se emplean los microdatos de la Encuesta Nacional de Gasto de los Hogares (ENGHo) 2012/2013, que incluye una pregunta concreta acerca de la participación de los individuos en este programa.

En general, la evidencia para la Argentina indica que la AUH disminuyó significativamente los niveles de pobreza y de desigualdad de ingresos (^{Agis, Cañete y Panigo, 2010}; ^{Bertranou, 2010}; Bertranou y Maurizio, 2012; ^{D'Elia, Calabria, Calero, Gaiada y Rottenschweiler, 2011}; ^{D'Elia y Navarro, 2013}; ^{Gasparini y Cruces, 2010}; ^{Paz y Golovanevsky, 2014}; ^{Rofman y Oliveri, 2011}). Por su parte, ^{Garganta y Gasparini (2015)} obtienen resultados que sugieren que este programa disminuyó, entre los beneficiarios, la tasa de entrada a un trabajo registrado en la seguridad social. No obstante, no encontraron evidencia que demuestre que la AUH haya incrementado las tasas de entrada a puestos informales por parte de los trabajadores registrados.

En un estudio reciente, ^{Maurizio y Vázquez (2014)} evalúan los efectos a corto plazo del programa en la participación laboral de los adultos y en la generación de ingresos. Los resultados obtenidos por los autores indican que, en el primer año de operación, el programa no desalentó el trabajo de los adultos ni originó una reducción del número de horas trabajadas.

Respecto a los efectos de la AUH en los resultados educativos de los menores beneficiarios, la evidencia empírica disponible es escasa. Paz y Golovanevsky (2014) emplean los datos de la EPH entre 2009 y 2010 para examinar el impacto de la AUH sobre la escolaridad de niñas y adolescentes de 6 a 17 años. Los resultados obtenidos de la implementación del método difference-in-difference muestran que la tasa de asistencia escolar de niños entre 5 y 12 años se incrementó de 1 a 3 puntos porcentuales (p.p.) en los hogares elegibles del programa. En tanto que entre los adolescentes de 13 a 17 años esta tasa aumentó de 5 p.p. a 7 p.p.

En igual sentido, otros estudios mostraron un aumento gradual en la escolarización en el nivel secundario de las poblaciones participantes de la AUH en comparación con poblaciones no beneficiarias (^{Bustos y Villafañe, 2011}; ^{Salvia, Bustamante y Mendoza, 2013}; ^{Tuñón, Salvia y Poy, 2014}). Sin embargo, esta evidencia es preliminar, ya que no proviene de la aplicación de metodologías que permitan controlar o eliminar las diferencias de características, que constituyen factores explicativos de los resultados esperados por el programa, entre las poblaciones comparadas con y sin AUH.

En otro estudio reciente, ^{D'Elia y Navarro (2013)} exploran el efecto de la AUH en el atraso escolar de los niños de 6 a 17 años, implementando el método de Propensity Score Matching (PSM) con los datos de la EPH del 2009 y 2010. A partir de las estimaciones obtenidas, las autoras concluyen que la AUH afecta a los estudiantes de primaria y secundaria de manera diferente. Los resultados indican que el programa incrementa la brecha escolar⁷ de 7 p.p. a casi 18 p.p. entre los niños de 6 a 17 años y de 10 p.p. a 14 p.p. entre los de 6 a 12 años. En cambio, el programa parece no tener impacto en la brecha escolar entre los adolescentes de 13 a 17 años. Estos resultados son robustos a los usos de distintas muestras.

Es importante aclarar que la mayoría de los estudios previos, como los de ^{Agis et al. (2010)}, ^{Gasparini y Cruces (2010)}, ^{Bertranou (2010)}, ^{D'Elia et al. (2011)}, ^{Rofman y Oliveri (2011)}, ^{Bertranou y Maurizio (2012)}, ^{D'Elia y Navarro (2013)} y ^{Paz y Golovanevsky (2014)}, realizan una evaluación del impacto de la AUH a partir de una fuente de datos secundaria (la EPH) que no permite identificar a sus beneficiarios. En cambio, pocas investigaciones, como las de ^{Salvia et al. (2013)} y ^{Tuñón et al. (2014) 8}, han analizado su impacto a partir de microdatos de una encuesta que identifica directamente a la población cubierta por el programa. No obstante, todas las evaluaciones de impacto de la AUH previamente mencionadas, así como la que se presenta en este documento, emplean datos secundarios, ante la falta de información de registros administrativos del propio programa que facilite el seguimiento efectivo de sus destinatarios.

BREVE DESCRIPCIÓN DEL PROGRAMA ASIGNACIÓN UNIVERSAL POR HIJO PARA LA PROTECCIÓN SOCIAL

El programa AUH implementado en octubre del 2009, por medio del Decreto 1.602 de 2009, está orientado a los niños y adolescentes residentes en el país no cubiertos por el régimen contributivo de asignaciones familiares previsto en la "Ley de Asignaciones Familiares" 24.714.

El objetivo general de este programa es proteger a las familias en condiciones de vulnerabilidad social y aumentar la calidad de vida de los niños y adolescentes a través de su mayor escolarización y la mejora de sus condiciones de salud.

En la actualidad, el beneficio dado por el programa AUH consiste en una prestación monetaria mensual no retributiva que se abona a uno de los padres, tutores o parientes hasta el tercer grado de consanguinidad, por cada niño menor de 18 años o discapacitado -hasta un máximo de cinco hijos- que se encuentre a su cargo.

La AUH es financiada con fondos de la Administración Nacional de la Seguridad Social (Anses), organismo responsable de la implementación operativa, supervisión y pago de las prestaciones. Cabe destacar la novedosa modalidad de pago fijada en este programa: el 80% del monto total por hijo se abona mensualmente a los titulares del beneficio y el 20% restante del beneficio mensual se reserva en una caja de ahorro a nombre del titular, cuyo saldo puede cobrarse anualmente previa certificación, por parte del titular, del cumplimiento de los requisitos de vacunación, controles sanitarios y asistencia al ciclo escolar lectivo correspondiente a los niños y adolescentes en edad escolar.

Las asignaciones familiares no contributivas están destinadas a niños menores de 18 años o discapacitados que pertenezcan a grupos familiares, cuyos miembros se encuentren desocupados o se desempeñen en la economía informal percibiendo un ingreso laboral inferior al salario mínimo (SM). También conforman la población elegible del programa, los niños y adolescentes a cargo de un cuenta propia que se desempeñe como monotributista social⁹ o de un trabajador incorporado en el régimen especial de seguridad social para empleados del servicio doméstico que perciban un ingreso menor al SM.

Si los hijos tienen hasta 4 años de edad, los padres o tutores deben acreditar el cumplimiento de los controles de salud y del plan de vacunación obligatorio. A partir de los 5 años, se requiere que los hijos asistan al año lectivo escolar en establecimientos educativos públicos¹⁰.

DATOS Y METODOLOGÍA

La fuente de información que se utiliza es la ENGHo 2012/2013, realizada en la Argentina entre el 16 de marzo de 2012 y el 19 de marzo de 2013 por el Instituto Nacional de Estadísticas y Censos (Indec)¹¹. Esta encuesta tiene como objetivo proporcionar información sobre las condiciones de vida de la población, desde el punto de vista de su participación en la distribución y en la adquisición de los bienes y servicios. Las principales variables de estudio de la encuesta son el gasto y el ingreso de los hogares. Con el fin de caracterizar a los hogares que los componen, se releva también información sobre variables demográficas, ocupacionales y educacionales de sus miembros, así como sobre las características de la vivienda, transferencias en especie recibidas y equipamiento del hogar.

La ENGHo 2012/2013 se efectuó en todo el país a través de una muestra probabilística, polietápica y estratificada. Las unidades de observación de la encuesta son los hogares particulares residentes en viviendas ubicadas en localidades de cinco mil y más habitantes del país. La población en localidades de este tamaño representa al 93,5% de la población nacional total. La muestra de la ENGHo permite realizar estimaciones en el orden nacional, provincial y regional.

Una de las ventajas de la ENGHo 2012/2013 para este estudio, es la inclusión de una pregunta que hace posible identificar a los titulares y beneficiarios del programa AUH. Con esta información se puede implementar un método cuasiexperimental a fin de examinar el efecto de ese programa sobre la deserción escolar adolescente. El método usado es el PSM. Este enfoque se utiliza frecuentemente en las evaluaciones de programas para comparar la situación de la población o grupo en tratamiento con la de una población o grupo de control. El PSM es un método semiparamétrico y consiste en la obtención de un diferencial promedio a partir de la aplicación del enfoque de matching.

En su trabajo, ^{Rosenbaum y Rubin (1983)} propusieron el PSM como un método para reducir el sesgo en la estimación de los efectos tratamientos con conjunto de datos observacionales, donde la asignación de los individuos a los grupos de tratamiento y de control no es aleatoria. Entonces, el PSM es una forma de corregir la estimación de los efectos tratamientos, comparando los resultados de individuos tratados y del grupo de control que son tan similares como sea posible.

Como la asociación de sujetos con base en un vector n-dimensional de características no es factible para un n alto, este método propone resumir las características pretratamiento de cada sujeto en una variable índice única (el propensity score) que hace posible el matching.

El núcleo del procedimiento consiste en buscar para cada individuo de la muestra del grupo de tratamiento, el caso más parecido de la muestra del grupo de comparación. En este caso, para explorar los efectos de la AUH en la deserción escolar adolescente, la población en tratamiento serán los BAUH identificados en la ENGHo 2012/2013 y la de control, los elegibles no beneficiarios de este programa.

El primer paso del método PSM consiste en modelar estadísticamente la probabilidad de percibir la AUH (utilizando un modelo logit) y calcular para los adolescentes de ambos grupos la probabilidad de ser beneficiario de este programa dadas sus características (P¡ ( X )). Luego de estimar el modelo, se obtiene para cada sujeto un puntaje (score) que resume su probabilidad condicional de ser beneficiario de la AUH.

El supuesto crítico que se hace al emplear este método es que la decisión de pertenecer al grupo de tratamiento, esto es, ser BAUH, aunque no es aleatoria, depende de variables observables. Para implementar el PSM se usó un amplio conjunto de características que no solo afectan la participación en el programa, sino que también constituyen determinantes centrales de la deserción escolar¹². Así, se consideraron variables individuales como sexo, edad, estado civil, posición en el hogar (hijo, nieto, otra) y cobertura médica y variables familiares como condición de pobreza por necesidades básicas insatisfechas (NBI)¹³, estructura familiar (nuclear o tradicional, monoparental, extendida), disponibilidad de computadora e Internet en el hogar, presencia de menores de 14 años y mayores de 65 años en el hogar¹⁴, cantidad de miembros y tasa de dependencia económica (cantidad de miembros por cantidad de perceptores de ingreso del hogar), así como varias características demográficas y laborales del jefe de hogar y del padre o la madre titular de la AUH o elegibles como titulares (grupo etario, estado civil, nivel educativo, condición de actividad y categoría ocupacional).

El segundo paso del PSM consiste en emplear algún método de matching con el propósito de identificar para cada BAUH el elegible no beneficiario (EAUH) más similar en el resto de las características observables (X). En esta investigación se usa el nearest neighbour matching (NNM) o método del vecino más cercano, uno de los más utilizados en la literatura empírica. Este método consiste en asociar cada BAUH con el EAUH que tiene el propensity score (PS) más próximo. Formalmente, sea B el conjunto de unidades tratadas (o BAUH) y E el conjunto de unidades de control (o EAUH), denotamos por C(i) el conjunto de los BAUH asociado con cada EAUH con un valor estimado del PS o P _i (X). Entonces, el método NNM utiliza la fórmula que muestra la ecuación (1).

El tercer paso consiste en computar la diferencia entre cada par de unidades asociadas en la variable de resultado y finalmente obtener el average treatment effect on treated (ATT) como el promedio de todas esas diferencias (véase ecuación 2).

Donde N _E¡ es el número de elegibles asociados con la observación; i ∈ B y D _B (D _E ) es la tasa de deserción escolar observada entre los BAUH (EAUH).

El NNM puede aplicarse con o sin reemplazo. En el primero, las unidades de control pueden ser elegidas más de una vez, no así en el último caso. En esta investigación se emplea el NNM con reemplazo porque mejora la calidad promedio del matching y disminuye el sesgo. Además, según ^{Caliendo y Kopeinig (2005)}, el método con reemplazo es de particular interés cuando, como sucede con los datos de la ENGHo 2012/2013, la distribución del PS es muy diferente entre el grupo de control y de tratamiento.

En este caso, el NNM con reemplazo reduce el número de controles diferentes usados para construir el resultado contrafactual. Además, para evitar este problema se implementa también la estrategia de ^{Crump, Hotz, Imbens y Mitnik (2009)}. El núcleo del procedimiento consiste en definir efectos tratamientos promedios para submuestras seleccionadas en función de los valores de las covariables y eliminar todas las observaciones que caen fuera del intervalo [a,1-a], donde el valor extremo a se determina por la distribución marginal del propensity score. Esto evita introducir un sesgo en el efecto tratamiento, extrapolando las estimaciones a celdas sin common support. Además de la ventaja de no requerir supuestos sobre la forma funcional y no estar sujetas a problemas de especificación en esta dimensión, las estimaciones obtenidas con este método son muy cercanas a las que se basan en datos experimentales.

Por otra parte, las estimaciones del ATT fueron ajustadas por sesgo siguiendo el método propuesto por ^{Abadie, Drukker, Leber e Imbens (2004)}. El bias-corrected matching estimator ajusta la diferencia de forma tal que:

Donde = arg min gniin y

K _M (i) es el número de veces que la unidad i se usa como un match.

Por último, ^{Heckman, Ichimura y Todd (1997)} afirman que la confiabilidad de los estimadores matching no depende tanto de la técnica de matching elegida, sino de la calidad de los datos. Encuentran que sus resultados son más confiables cuando los datos sobre los grupos de control y tratamiento provienen de la misma fuente o de una fuente similar y cuando los datos contienen un amplio conjunto de variables para estimar el PS. Estas condiciones se cumplen ampliamente en este caso, porque los datos para los individuos de ambos grupos proceden de una única encuesta y se utiliza un gran número de variables individuales y familiares para computar los PS.

Breve caracterización de los adolescentes elegibles y beneficiarios de la Asignación Universal por Hijo

A partir de los requisitos de accesibilidad al programa AUH y de la información disponible en la ENGHo 2012/2013, se consideran como elegibles a todos los hijos menores de 18 años solteros o unidos¹⁵ cuyos padres¹⁶ se hallan en algunas de las siguientes situaciones:

1. Son desempleados que no perciben jubilaciones o pensiones nacionales, provinciales o municipales, ni un plan social sin contraprestación laboral ni subsidios por desempleo.

2. Son empleados domésticos con un ingreso laboral menor o igual al SM vigente.

3. Son asalariados no registrados¹⁷ con un ingreso laboral menor o igual al SM vigente¹⁸.

4. Son trabajadores independientes mayores de 18 años con ingreso laboral anual menor a $ 31.260, que es el monto correspondiente a la categoría del monotributo social desde diciembre de 2011.

5. Son inactivos que no perciben jubilaciones o pensiones nacionales, provinciales o municipales, ni un plan social sin contraprestación laboral ni subsidios por desempleo. Se considera que las personas inactivas aunque no están formalmente incluidas en la población elegible del programa, de hecho pueden solicitar la prestación, dada la dificultad de la Anses para corroborar su condición de desempleado o inactivo.

Conforme con lo establecido por la Anses, se necesita que el padre y madre de los hijos menores de 18 años que residan con estos cumplan con los requisitos de acceso. No obstante, en la implementación empírica se relajan algunos requisitos para el cónyuge del progenitor elegible como titular. Así, en el caso de que el cónyuge sea empleado doméstico o asalariado no registrado, no es necesario que tenga un ingreso laboral menor o igual al SM (se asume que la Anses no puede corroborar esta condición).

Asimismo, en el caso de que el cónyuge sea un trabajador independiente, se requiere que cumpla con la condición utilizada para identificar a los monotributis-tas sociales (especificada en el inciso 4) o que sea un cuenta propia no profesional sin cobertura médica. Esta última condición se emplea para incluir como elegibles a los padres cuyo cónyuge sea un autónomo no registrado¹⁹. La AUH se liquida a uno solo de los padres priorizando a la madre. Por tanto, siguiendo este criterio, se eliminaron del grupo de elegibles a los menores de 18 años con padres casados, si alguno no cumple con las condiciones de elegibilidad previamente detalladas. Se asume que, en el caso de los padres unidos, es más difícil corroborar en la práctica el cumplimiento de los requisitos de acceso por parte de la pareja de la madre o del padre elegible como titular quien, además en algunos casos, puede no ser uno de los progenitores del menor²⁰.

Según la información de la ENGHo 2012/2013, la cantidad total de padres o tutores titulares de la AUH asciende a 1.434.866. En tanto que la cantidad total de niños y adolescentes menores de 18 años BAUH asciende a 3.266.232 y representan al 29,8% de los menores de 18 años del país. Esta cifra resulta similar a los 3,3 millones de beneficiarios promedios de la AUH entre marzo de 2012 y marzo de 2013 que surgen de los datos aportados por la ^{Administración Nacional de la Seguridad Social (2013)}. La tasa de cobertura del programa asciende al 48%. Este es el porcentaje de la población objetivo o elegible menor de 18 años, identificada con los criterios previamente mencionados, que declara ser beneficiaria de la AUH en la ENGHo 2012/2013. Por ende, el 52% restante de los menores elegibles no está cubierto por la AUH y constituye el grupo de comparación del que serán seleccionados los controles más similares a los beneficiarios a partir del método PSM.

Por otra parte, en esta investigación se emplean dos grupos de comparación. Los menores de 18 años no beneficiarios pero que resultan elegibles según el criterio ya descrito (criterio 1), conforman el primer grupo de comparación (GC1). Los menores de 18 años elegibles seleccionados con base en un criterio más estricto (criterio 2), conforman el segundo grupo de comparación (GC2). En este último grupo se incluyen los mismos elegibles del GC1, salvo aquellos que pertenecen al quintil más rico de la distribución del ingreso familiar per cápita o que tienen un padre o una madre elegible como titular de la AUH que completó el nivel superior o residen en un hogar donde el jefe de hogar completó este nivel educativo.

En el Cuadro 1 se reportan las características promedio de los adolescentes de 14 a 17 años BAUH, así como de los elegibles no beneficiarios del GC1 y GC2. La tasa de deserción escolar de los beneficiarios (10%) es aproximadamente similar a la estimada entre los elegibles de ambos grupos de comparación (9%). Pero, la tasa de asistencia escolar entre los adolescentes beneficiarios (86%) es levemente inferior a la computada entre los EAUH de ambos grupos de comparación (89%).

Cuadro 1 Características de los adolescentes de 14 a 17 años beneficiarios y elegibles (no beneficiarios) de la Asignación Universal por Hijo, Argentina 2012/2013 

Nota: LI IC 95%: límite inferior del intervalo de confianza de la media a un nivel del 99% y LS IC 95%: límite superior del intervalo de confianza de la media a un nivel del 99%. El estrato de ingreso bajo corresponde a los dos primeros quintiles de la distribución del ingreso familiar per cápita; el medio, al tercero quintil y el estrato alto, a los dos últimos quintiles. Fuente: elaboración propia con base en ENGHo 2012/2013.

Estos resultados que surgen de un análisis descriptivo no pueden atribuirse al programa debido a las diferencias en las características de los grupos comparados. Así, mientras el 77% de los adolescentes beneficiarios pertenece al estrato más bajo de ingresos (definido como los dos primeros quintiles de la distribución del ingreso familiar per cápita), el 69% de los adolescentes del GC1 y el 73% de aquellos en el GC2 se encuentran en la misma situación.

Asimismo, la tasa de pobreza por NBI²¹ asciende a 23% entre los beneficiarios y si bien es menor al 22% entre los adolescentes del GC1 resulta similar a la estimada entre aquellos del GC2. Por otra parte, la mayoría de estos últimos (más del 56%) vive en familias con una estructura nuclear o tradicional, es decir, donde están presentes el padre y la madre. Esto mismo se observa entre los beneficiarios. Además, mientras el 75% de estos tiene padres que no completaron el nivel secundario, el 67% y el 71% de los adolescentes en el GC1 y GC2, tienen padres en igual situación, respectivamente.

RESULTADOS

El Cuadro 2 reporta los efectos estimados del programa AUH en la tasa de deserción escolar implementando el método de PSM con los dos grupos de elegibles definidos previamente. Con ambos criterios de selección de los elegibles, la tasa de deserción escolar entre los adolescentes de 14 y 17 años BAUH resulta inferior a la de los elegibles que no perciben el beneficio y que, conforme con su PS, fueron seleccionados como grupo de comparación.

Cuadro 2 Efecto de la Asignación Universal por Hijo en la tasa de deserción escolar adolescente, Argentina, 2012/2013 

Nota: LI IC 95%: límite inferior del intervalo de confianza a un nivel del 95% y LS IC 95%: límite superior del intervalo de confianza a un nivel del 95%. Se implementó un matching exacto en las siguientes variables: sexo, posición en el hogar, presencia de NBI, cobertura médica y estructura familiar del adolescente, nivel educativo del jefe de hogar, nivel educativo, estado civil y situación laboral del padre o la madre titular o elegible como titular. Fuente: elaboración propia con base en ENGHo 2012/2013.

Las diferencias en la tasa de abandono escolar ascienden a 8,3 p.p. y a 8,6 p.p. con el primer y segundo criterio de selección, siendo en ambos casos estadísticamente significativas. Este resultado sugiere que el programa podría haber incrementado la permanencia así como la reinserción escolar de los adolescentes beneficiarios. Pero también, como advierten ^{Salvia et al. (2013)}, la mayor tasa de deserción observada entre los adolescentes elegibles no beneficiarios en 2012 que conforman el grupo de comparación podría, en parte, resultar de un aumento no deseado de adolescentes no asistentes que perdieron el beneficio.

Por otra parte, el efecto estimado resulta similar al obtenido por ^{Todd, Gallardo-García, Behram y Parker (2005)} para adolescentes varones beneficiarios del programa Oportunidades así como por ^{Behrman, Sengupta y Todd (2002)} para adolescentes participantes del programa Progresa, ambos implementados en México. En cambio, el efecto resulta significativamente superior al estimado por ^{Glewwe y Kassouf (2012)} para el Plan Bolsa Familia de Brasil. Asimismo, según ^{Zavakou (2011)}, el programa Familias en Acción de Colombia redujo la tasa de deserción escolar adolescente en 6 p.p., en tanto que las estimaciones obtenidas por ^{Attanasio, Emla, Gutiérrez, Costas y Mesnard (2010)} sugieren que este programa incrementó la tasa de asistencia escolar de 5 p.p. a 7 p.p. entre los adolescentes de 14 a 17 años. Estos resultados también pueden considerarse cercanos al reportado en el Cuadro 2. En línea con estas estimaciones, los resultados obtenidos por Paz y Golovanevsky (2014) indican que el programa AUH incrementó de 3 p.p. a 7 p.p. la tasa de asistencia escolar de los adolescentes de 13 a 17 años.

Cuando se analizan los efectos por subgrupo etario, se aprecia un mayor impacto del programa entre los adolescentes de 16 y 17 años en comparación con aquellos de 14 y 15 años. Así, de acuerdo con el primer criterio de selección de los menores elegibles que conforman el GC1, la diferencia promedio en la tasa de deserción escolar entre los BAUH y los elegibles asciende a 6,3 p.p. entre los adolescentes de 14 a 15 años, pero a 9 p.p. entre aquellos de 16 a 17 años.

Asimismo, cuando se utiliza el grupo de comparación seleccionado con base en el segundo criterio (que presenta características más similares al grupo de beneficiarios²²), el efecto del programa AUH en la tasa de deserción escolar de los adolescentes del primer grupo etario resulta menor en 4,2 p.p. al estimado entre aquellos de 16 a 17 años. Cabe recordar que los adolescentes de este último grupo de edad presentan una mayor tasa de deserción que los primeros y que los 16 años es la edad de iniciación laboral²³.

No obstante, las diferencias en el efecto estimado por grupo etario no son estadísticamente significativas. Con relación a esto, no existe un patrón claro que se desprenda de los estudios empíricos en términos de un impacto diferencial por edad de los programas de transferencias condicionadas de ingreso. Así, en el caso de algunos programas como Oportunidades, en las zonas rurales de México se observó un impacto mayor en los niños de 12 a 17 años que en los de 6 a 11 años. Esta diferencia puede atribuirse en parte a la eficacia del programa para aumentar las tasas de transición de la escuela primaria a la secundaria. Sin embargo, en programas tales como la Red de Protección Social de Nicaragua y el Plan de Atención Nacional a la Emergencia Social de Uruguay, el impacto fue idéntico para los diferentes grupos de edad o no hubo un impacto significativo en ninguno (OIT, 2013).

El efecto de la AUH en la deserción escolar adolescente puede responder, parcialmente, a la condicionalidad del programa que exige a los padres titulares la presentación del certificado de asistencia escolar de los niños y adolescentes beneficiarios, al finalizar el ciclo lectivo. Pero también puede ser consecuencia del incremento en el bienestar económico de los hogares beneficiarios del programa. Varios estudios dan cuenta del impacto de la AUH en el ingreso familiar per cápita y en los niveles de pobreza (^{Agis et al., 2010}; ^{Bertranou y Maurizio, 2012}; ^{D'Elia y Navarro, 2013}; ^{Gasparini y Cruces, 2010}; Paz y Golovanevsky, 2014; ^{Rofman y Oliveri, 2011}).

Según se observa en la Gráfica 1, el monto per cápita de la prestación de la AUH representa en promedio el 25% del ingreso familiar per cápita de los menores de 18 años beneficiarios. Además, la importancia relativa de la prestación del programa es mayor para aquellos beneficiarios clasificados en el quintil de ingresos más pobres (cualquiera sea el porcentaje acumulado de casos). Entre ellos el monto de la AUH representa en promedio el 35,6% del ingreso familiar per cápita.

Fuente: elaboración propia con base en ENGHo 2012/2013.

Gráfica 1 Distribución acumulada del monto per cápita de la Asignación Universal por Hijo con relación al ingreso familiar per cápita. Menores de 18 años beneficiarios, Argentina, 2012/2013 

De acuerdo con varios modelos económicos que consideran la asistencia escolar y el trabajo infantil como una decisión conjunta en los países en desarrollo²⁴ (^{Cigno y Rosati, 2005}; ^{Edmonds, 2008})²⁵, el ingreso familiar puede identificarse como uno de los canales explicativos a través del cual un programa de transferencias de ingresos podría afectar la deserción escolar. Si el monto transferido es mayor que cierto mínimo, el hogar podría modificar su asignación del tiempo de niños y adolescentes en favor de la escolaridad.

Por tanto, el incentivo para enviarlos a la escuela será diferente dependiendo del ingreso familiar original. Para que la transferencia de ingresos tenga un efecto en la asistencia escolar y en la participación laboral de los adolescentes, es necesario que genere un incremento positivo en el ingreso familiar. Esto implica que el aumento producido por la transferencia no debería ser compensado por una reducción en la oferta laboral de los adultos debido a un efecto desincentivo (Amarante, Ferrando y Vigorito, 2011).

A fin de examinar este canal, en el Cuadro 3 se reporta el impacto de la AUH en el ingreso familiar per cápita de los hogares en los que residen los adolescentes. El ingreso considerado es el ingreso familiar per cápita neto que surge de sumar los ingresos laborales netos derivados del desarrollo de una actividad económica por trabajo asalariado, por trabajo por cuenta propia o por trabajo en calidad de patrón o empleador y los ingresos netos por jubilación o pensión, por percepción de rentas (cobro de alquileres, dividendos e intereses), por transferencias monetarias y por el valor de la producción doméstica.

Cuadro 3 Efecto de la Asignación Universal por Hijo en el ingreso familiar per cápita de los adolescentes, Argentina, 2012/2013 

Nota: los ingresos están en pesos ($) constantes de marzo de 2013. Véase nota en el Cuadro 2. Fuente: elaboración propia con base en ENGHo 2012/2013.

Las estimaciones que contiene el Cuadro 3 sugieren que la AUH incrementó el ingreso familiar per cápita de los adolescentes beneficiarios. Así, en promedio, cuando se considera el GC2, el ingreso familiar per cápita de los adolescentes beneficiarios de 14 a 17 años supera en un 12% aproximadamente el ingreso de los adolescentes elegibles pero no beneficiarios que residen en hogares con características socioeconómicas similares.

Esta diferencia resulta estadísticamente significativa, salvo en el caso de los adolescentes de 14 a 15 años. Sin embargo, dichas estimaciones no permiten valorar el impacto indirecto del programa sobre la capacidad de los hogares para generar ingresos adicionales por otros medios como, por ejemplo, a través del mercado laboral.

Otro canal mediante el cual el programa puede reducir los niveles de abandono escolar es a partir de su impacto en la tasa de ocupación adolescente, considerando la evidencia empírica existente sobre los efectos negativos del ingreso temprano de los jóvenes al mercado laboral en su asistencia y rendimiento escolar (^{Binstock y Cerrutti, 2005}; ^{Marsh y Kleitman, 2005}; ^{Murillo y Román, 2014}; OIT y Unicef, 2008; ^{Ray y Lancaster, 2005}; entre otros). Conforme con los resultados del Cuadro 4, los adolescentes de 14 a 17 años BAUH presentan una tasa de ocupación menor en 6,3 p.p. a la estimada entre los elegibles no beneficiarios con características similares, seleccionados con base en el segundo criterio.

Cuadro 4 Efecto de la Asignación Universal por Hijo en la tasa de ocupación adolescente, Argentina, 2012/2013 

Nota: véase nota en el Cuadro 2.

Fuente: elaboración propia con base en ENGHo 2012/2013.

Además, cabe destacar que la diferencia promedio en la tasa de ocupación entre beneficiarios y elegibles no participantes es más elevada y estadísticamente significativa entre los adolescentes de 16 a 17 años, ascendiendo a 9 p.p. y 13 p.p. aproximadamente, según el grupo de comparación utilizado.

Por último, para corroborar si los individuos comparados presentan características similares, se computaron las medias de las variables empleadas para realizar la asociación entre cada beneficiario y los individuos del grupo de control, estimando un test de diferencia de medias. Como se observa en los cuadros A1, A2 y A3 del Anexo, los sujetos del grupo de tratamiento, es decir, los BAUH y aquellos en el grupo de control, presentan niveles promedios similares en la mayoría de las características, principalmente en aquellas que constituyen determinantes importantes de la deserción escolar como el sexo, la edad, la posición en el hogar, la condición de pobreza por NBI, la situación laboral y el nivel educativo del jefe del hogar, así como de la madre o padre titular o elegibles como titular de la AUH.

CONCLUSIONES

En este documento se evaluaron los efectos del programa de transferencias condicionadas denominado AUH en la deserción escolar adolescente de la Argentina, analizando si existen diferencias en su impacto por grupo etario. Los resultados indican que el programa redujo de forma significativa los niveles de deserción escolar de los adolescentes beneficiarios. Además, las estimaciones obtenidas sugieren que el efecto observado del programa en la deserción escolar podría responder, en parte, a su impacto en la tasa de ocupación adolescente. En específico se observa que la AUH disminuyó la proporción de adolescentes beneficiarios que realizan alguna actividad económica para el mercado. Asimismo, el efecto observado del programa en la deserción escolar entre los jóvenes de 14 a 17 años podría estar relacionado con el impacto positivo de la AUH en su ingreso familiar per cápita.

No obstante, los resultados deben ser interpretados con precaución, puesto que el grupo de control podría presentar algunas características inobservables distintas de las del grupo de tratamiento. Si estos factores afectan la probabilidad de abandonar el sistema educativo, las estimaciones podrían estar sesgadas. Sin embargo, ^{Paz y Golovanevsky (2014)} obtienen un efecto similar del programa AUH sobre la tasa de asistencia escolar adolescente a partir del método de diferencias en diferencias que facilita, desde determinados supuestos, eliminar el efecto de factores inobservables.

Las estimaciones obtenidas señalan entonces que la AUH puede considerarse una herramienta de política pública eficaz para disminuir los niveles de abandono escolar de los adolescentes cubiertos. Sin embargo, es posible reconocer un conjunto de limitaciones a tener cuenta para mejorar el diseño e implementación de este programa. Los requisitos de acceso a la AUH se apoyan en criterios restrictivos relacionados con la situación laboral de los padres de los niños y adolescentes beneficiarios.

De esta forma, los beneficios solo llegan a una parte de la población menor de 18 años sin cobertura en el sistema contributivo de asignaciones familiares (^{Salvia et al., 2013}). Por tanto, debería extenderse la cobertura a aquella proporción que aún no se encuentra cubierta por ningún mecanismo vigente. Además, la normativa de la AUH establece una serie de incompatibilidades con la percepción de otro tipo de ayuda social de cualquier nivel de gobierno. Esta normativa parece razonable cuando el beneficio reemplaza a otros programas que atienden similares necesidades. Pero la incompatibilidad genera también restricciones al acceso a programas de transferencias que tienen objetivos distintos como aquellos orientados a promover la mejora en la empleabilidad de los trabajadores desocupados o informales²⁶. Por ende, es necesario avanzar en la integración de los diferentes componentes que forman parte del sistema de protección social (^{Bertranou y Maurizio, 2012}).

Con relación al cumplimiento de las condicionalidades de la AUH vinculadas con la presentación de certificados de asistencia escolar, debe tenerse en cuenta la existencia de una oferta adecuada de centros educativos en las zonas de residencia de los beneficiarios como así también la calidad de los mismos (^{Bertranou, 2010}). Esto pone de relieve la necesidad de seguir discutiendo y analizando los límites y los problemas de políticas de transferencias condicionadas de ingresos como la AUH. Así, los logros positivos de estos programas quizá podrían mantenerse y al mismo tiempo ampliarse si estuviesen acompañados de políticas públicas complementarias dirigidas a mejorar la cantidad y la calidad de la educación o, incluso, de políticas más integrales de desarrollo humano y sociocomunitario (^{Gasparini y Cruces, 2010}). Estas cuestiones requieren un análisis específico y son, por tanto, objeto de futuras investigaciones.