IMPACTO DEL MICROCRÉDITO SOBRE LA POBREZA DEL INGRESO: UN ESTUDIO EN MERCADOS DE CRÉDITO URBANOS EN MÉXICO. Miguel Niño Zarazúa *

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1 IMPACTO DEL MICROCRÉDITO SOBRE LA POBREZA DEL INGRESO: UN ESTUDIO EN MERCADOS DE CRÉDITO URBANOS EN MÉXICO Mguel Nño Zarazúa Resumen Este estudo presenta una estmacón del mpacto del mcrocrédto sobre la pobreza del ngreso basado en un cuas-expermento específcamente dseñado para controlar de manera estadístca los problemas de endogenedad y sesgo de seleccón en el contexto de pobreza urbana de Méxco. Aunque se dentfcan mpactos sobre pobreza, la magntud del efecto es solo margnal y úncamente sgnfcatvo entre los hogares consderados como moderadamente pobres. No se encontró evdenca de mpactos del mcrocrédto sobre la pobreza extrema. La evdenca empírca apunta a un vínculo entre la magntud del mpacto y tecnología credtca. Palabras clave: endogenedad; sesgo de seleccón; mcrocrédto; pobreza urbana; Méxco Introduccón El mcrocrédto se ha convertdo en un nstrumento de alvo a la pobreza amplamente usado en el mundo en desarrollo. Los promotores de la Cumbre del Mcrocrédto han nformado recentemente que unos 3316 programas de mcrocrédto alcanzaban a fnales de 2006 a más de 133 mllones de prestataros (Daley-Harrs 2007). Sguendo las tendencas globales, el goberno mexcano puso en marcha en 2001 el Programa Naconal de Fnancamento al Mcroempresaro (PRONAFIM), un fondo gubernamental para préstamos renovables establecdo con un monto ncal de US $100 mllones para apoyar, medante subsdo de captal, la expansón de un sector ncpente de mcrocrédto en el país. El papel de PRONAFIM fue concebdo como complementaro a la reforma del sstema fnancero que ncluye un nuevo marco regulador del sstema no bancaro. El número de programas de mcrocrédto apoyados por PRONAFIM aumentó rápdamente, pasando de apenas 11 organzacones en 2001, (que recbían alrededor de US $7,9 mllones) a 80 organzacones a fnales de 2005 las cuales recberon más de US $26 mllones 1. PRONAFIM se puso en marcha bajo la premsa de que el acceso al crédto, per se, es un determnante sgnfcatvo en el aumento en el ngreso del hogar y, por tanto, en la reduccón de la pobreza. La mayoría de estudos empírcos que han puesto a prueba dcha proposcón se concentran en el contexto rural y adoptan metodologías de tratamento de endogenedad y sesgo de seleccón dfícles de replcar en el contexto urbano (por ejemplo, Ptt y Khandker 1998a; Coleman 1999), donde funconan muchos programas de mcrocrédto en el mundo en desarrollo. Este estudo presenta un enfoque metodológco alternatvo para tratar de detectar endogenedad y Investgador, Brooks World Poverty Insttute, Unversdad de Manchester. Humantes Brdgeford Street Buldng, Oxford Road, Manchester, M13 9PL, Reno Undo. E-mal: mguel.nnozarazua@manchester.ac.uk. 1

2 sesgo de seleccón en el análss de mpacto del mcrocrédto, utlzando datos de un estudo cuasexpermental llevado a cabo en áreas urbanas de Méxco. La metodología empleada, la cual se dscute en la Seccón 1, permte la evaluacón de dferencas entre dversas tecnologías credtcas con relacón a mpactos sobre la pobreza. El procedmento de estmacón econométrca, dscutdo en la Seccón 2, ha sdo formuló con el objeto de poner a prueba hpótess subyacentes relatvas a los problemas de endogenedad y sesgo de seleccón en mercados de crédto. La Seccón 3 examna la hpótess que vncula al mcrocrédto como un determnante sgnfcatvo en un aumento en el ngreso, mentras que la Seccón 4, analza los mpactos del mcrocrédto sobre la pobreza. La Seccón 5 concluye el artículo con una dscusón relaconada a las mplcacones de la evdenca empírca con polítcas credtcas. 1. Dseño de la nvestgacón Con el objeto de realzar el análss de mpacto del mcrocrédto, se dseñó un estudo cuasexpermental que a menudo es referdo como cuas-expermento no equvalente, de tpo post-prueba (Campbell y Stanley 1966), en el que son ncludos en una muestra aleatora dos grupos de hogares: un grupo de tratamento y un grupo control. La encuesta fue recabada a nvel del hogar para abordar, como lo sugere Hulme (2000), el problema de fungbldad. Un problema metodológco que surge con este tpo de cuas-expermentos es que los grupos en cuestón pueden dferr en forma sgnfcatva en la toma de decsones (por ejemplo pedr un préstamo) y, de este modo, sesgar los resultados de mpacto. En otras palabras, dentro de una muestra pueden exstr factores no observables relaconados a esfuerzos ndvduales, apttudes, preferencas y acttudes relatvas a stuacones de resgo que pueden afectan el proceso de seleccón en tomas de decsones y por lo tanto la varable de mpacto, en este caso, el ngreso. A este problema lo llamo sesgo de seleccón de demanda. Una suposcón fundamental es que la partcpacón en un programa de mcrocrédto es sempre voluntara. Otro posble problema de seleccón emana de las característcas mplíctas de los mercados de crédto. Aun tenendo un grupo de control dspuesto a tomar resgos smlares al grupo de tratamento y solctar un préstamo a una organzacón de mcrocrédto, es posble que exsta una dscrmnacón selectva por parte del prestamsta o membros de un grupo soldaro que rechazan a solctantes que, por ejemplo, no vven en el vecndaro donde opera el programa de mcrocrédto. A este problema lo llamo sesgo de seleccón de oferta. En este sentdo, el proceso de seleccón relaconado al proceso credtco, defndo aquí como I, se defne medante dos componentes: 1) la decsón de un hogar de partcpar o no en un programa de mcrocrédto (referdo como I 1 ), y 2) la decsón de los prestamstas (o membros del grupo soldaro) de aceptar o no al solctante (referdo como I ). 2 De esta forma, aunque no podemos observar a los hogares que decden no partcpar en un programa de mcrocrédto, y a los hogares que son rechazados por el prestamsta o los membros de un grupo soldaro, es decr, I I1 I 2, podemos especfcar la dstrbucón de los hogares que se han auto selecconado para partcpar en el programa de crédto, a la vez de haber sdo aceptados por el prestamsta, es decr, I I1 I 2, con una dferenca correspondente a la varanza temporal que refleja la duracón de membresía en el programa. Por consguente, los hogares que se habían auto selecconado para partcpar en un programa de crédto y habían sdo aceptados por el prestamsta, y por tanto estaban partcpando actvamente en el programa de mcrocrédto fueron 2

3 elegbles para ser muestreados como membros del grupo de tratamento. De gual modo, aquellos hogares que se habían auto selecconado para partcpar en un programa de mcrocrédto y habían sdo aceptados por el prestamsta, pero que todavía no habían recbdo un préstamo al momento de llevar a cabo el cuas-expermento, fueron elegbles para muestrearse como membros del grupo control. Dcho proceso de seleccón se lustra en la Fgura 1. Poblacón Hogares que se auto selecconan para partcpar en un programa de crédto (Ι 1) 1 Hogares que se auto excluyen de partcpar en un programa de crédto (Ι 0) 1 Hogares aceptados por el prestamsta (o los membros del grupo) para partcpar (Ι 1) 2 Hogares rechazados por el prestamsta (o los membros del grupo) para partcpar (Ι 0) 2 Hogares partcpantes que han recbdo un crédto (GRUPO DE TRATAMIENTO) Hogares partcpantes que no han recbdo un crédto (GRUPO DE CONTROL) Fgura 1. Proceso de seleccón para partcpar en el programa. Adaptado de Maddala (1999) Asmsmo, segumos un crtero geográfco para controlar problemas de endogenedad, es decr, se llevo a cabo el cuas-expermento entre hogares que vvían en la área geográfca, en áreas con un nvel mínmo de homogenedad socoeconómca, en donde la comparacón entre los grupos de tratamento y control pudese llevarse a cabo de manera razonable. Al segur este crtero, se pudo mantener constantes factores de mpacto tales como nfraestructura, costos de nsumos y precos locales que de otro modo podrían haber causado un problema de endogenedad. La alta densdad de poblacón en áreas urbanas en Méxco permtó llevar a cabo este método. De esta forma, se puede antcpar que los problemas de sesgo de seleccón y endogenedad han sdo controlados medante el proceso msmo de recoleccón de datos, y dcha suposcón es puesta a prueba a través del procedmento econométrco presentado en la Seccón 2. Dada la homogenedad de las característcas de los hogares, se mplementó una estratega de muestreo utlzando un procedmento en mult-etapas en forma de agrupamentos (Fnk y Kosecoff 1985): prmero, se tuvo acceso a una lsta de partcpantes (tanto de tratamento como de control) de tres organzacones de mcrocrédto (los agrupamentos), que operaban en áreas prevamente selecconadas. En la lsta se ncluyeron partcpantes con préstamos en mora. En la segunda etapa, la seleccón de los grupos de tratamento y de control fue aleatora. La encuesta se admnstró empleando como nstrumento de recoleccón de datos un formato de entrevsta semestructurada 2. El estudo ncluyó a 148 hogares, de los cuales 55 eran membros de Servcos Fnanceros Comuntaros (Fncomún) y vvían en San Mguel Teotongo, un vecndaro ubcado en la perfera 3

4 orental de la Cudad de Méxco; 46 era membros del Centro de Apoyo al Mcroempresaro (CAME) y vvan en el Valle de Chalco, uno de los muncpos más densamente poblados del país, ubcado en la perfera orental del área metropoltana de la Cudad de Méxco, y 47 eran membros de Programas para la Mujer (Promujer) y vvan en la cudad de Tula y sus áreas crcundantes, a unas dos horas de la Cudad de Méxco. En este sentdo, el estudo ncluye a tres areas geografcas, una correspondente a la operacón de un programa de mcrocredto. A dferenca de la mayoría de programas de mcrocrédto que operan en Méxco, Fncomún se enfoca prncpalmente en préstamos ndvduales y, como resultado, solcta garantías prendarías, además de oblgados soldaros. Por otra parte, CAME adopta una metodología de bancos comunales y por consguente, utlza garantías soldaras como mecancsmos de screenng y aseguramento de repago. De gual modo, Promujer emplea metodologías de banco comunales en además de ofrecer educacón fnancera y capactacón empresaral como parte de los servcos proporconados (véase la Tabla 1 para un resumen de las característcas de dchos programas). Tabla 1. Característcas de los programas de mcrocrédto de caso Informacón correspondente a 2004 Característcas FINCOMÚN CAME PROMUJER Tpo de organzacón Unón de Crédto Organzacón no gubernamental Organzacón no gubernamental Año de establecmento Número de sucursales Personal Metodología de Banco comunales y servcos Préstamos ndvduales Banco comunales préstamo complementaros Tasa de nterés (anual) 72% 60% 72% Prestataros (mles) Mujeres prestataras 60% 80% 100% Cartera bruta de préstamos (mles de pesos mexcanos) Préstamo promedo pendente (mles de 6,6 1,5 2,1 pesos mexcanos) Razón de reserva para pérdda por préstamos 2,7% 1,8% 2,9% Área de estudo San Mguel Teotongo, en el área metropoltana de Cudad de Méxco Valle de Chalco, en el área metropoltana de Cudad de Méxco Cudad de Tula y sus alrededores en el estado de Hdalgo Mecansmos de seleccón De 16 a 24 pagos semanales De 12 a 24 pagos semanales o Programas de pago 16 pagos semanales en en las ofcnas de Fncomún quncenales en reunones peródco reunones oblgatoras de grupo. o en las sucursales de HSBC oblgatoras de grupo Ahorro oblgatoro 10 % del prncpal 10-12% del prncpal 10-12% del prncpal Otros Mecansmos de cumplmento Garantías Garantía físca Sancones Uso de palm plots en el proceso de screenng y montoreo garantías Sí, con un valor que es el doble del monto del crédto. Por ncumplmento de préstamo y atraso en ntereses. Meddas legales. 4 No Sí, medante responsabldad soldara No Por ausenca y llegada tardía a las reunones de grupo. Atraso en los ntereses y meddas legales No Sí, medante responsabldad soldara No Por ausenca y llegada tardía a las reunones de grupo. Atraso en los ntereses y meddas legales Mecansmos de ncentvo Préstamo progresvo Préstamos adconales para Préstamos adconales basados Préstamos adconales

5 Otros un máxmo del 50% del crédto anteror Ahorros voluntaros y certfcados de depósto en un programa fjo de préstamos y ahorro oblgatoro. Límte superor de préstamo en pesos Seguro de vda para cubrr el saldo del préstamo. Fondo revolvente de ahorro y prestamos adconales basados en un programa fjo de préstamos y ahorro oblgatoro. Capactacón en conocmentos de fnanzas, desarrollo de negocos y servcos médcos 2. El modelo econométrco Como punto de partda para el análss de mpacto, consdere el caso hpotétco de un hogar que decde partcpar en un programa de crédto. La cantdad de crédto es determnada en forma exógena por parte del prestamsta L, quen establece un umbral máxmo de crédto de acuerdo con el nvel de partcpacón en el programa. Se asume que el prestamsta utlza varos mecansmos de screenng, ncentvos y aseguramento de repago para controlar los problemas de resgo moral y seleccón adversa, mplíctamente relaconados con la conducta de los prestataros (Hoff y Stgltz 1990). Algunos de estos mecansmos se materalzan en forma de e.g. préstamos progresvos, ahorros oblgatoros, y planes peródcos de repago, entre otros. Dada la fragmentacón de los mercados, se asume que la demanda de crédto es raconada por parte del prestamsta (Stgltz y Wess 1981), y determnada en forma endógena por las característcas del hogar, tales como la dotacón de captal humano, las preferencas ndvduales y las acttudes haca los nveles exstentes de resgo. Dado que el prncpal objetvo del estudo es estmar el mpacto del mcrocrédto sobre el nvel de ngreso de los hogares, Y, he dervado la sguente ecuacón de mpacto: Y = X + I + u (1) en donde X es un vector de característcas de hogar y I es una varable dcotómca con el valor I =1 s el hogar partcpa en el programa y I =0 s no lo hace, mentras que y u son el coefcente de la varable de mpacto y el termno de error estadístco, respectvamente. De esta forma, la ecuacón en (1) mde el mpacto de la partcpacón en el programa de mcrocrédto, a través del parámetro. Es mportante hacer notar que la varable dcotómca I no puede ser tratada como exógena s exsten problemas de sesgo de seleccón. Para explcar esto, consdere una ecuacón de especfcacón que toma la sguente forma: Y = X + I u (para el grupo de tratamento) (2) Y = X + u (para el grupo control) (3) I 1 =Z (4) I 2 =Z (5) donde I se defne como se lustra en la Fgura 1, medante la nterseccón entre I 1 e I 2. Sn embargo, dado que solo observamos hogares que se auto selecconan para partcpar en un programa de mcrocrédto, entonces podemos especfcar la dstrbucón de los hogares que son aceptados para partcpar en el programa ( I 2 ) para estmar el parámetro en la ecuacón (5) s 2 5

6 dchos hogares se han auto selecconado prevamente, es decr, s I 1 1. Maddala (1999) sugere defnr I 2 en una muestra poblaconal, por ejemplo, dentfcar a los hogares de un msmo dstrto o área geográfca para analzar el modelo utlzando un método de muestra truncada en donde los parámetros y 1 2 en ecuacones (4) y (5), respectvamente, se pueden estmar maxmzando funcones de probabldad de tpo Probt o Tobt. De este modo, la varable de ngreso, Y, observada se puede defnr de tal forma que Y Y 1 s I 1, mentras que Y Y 2 s I 0, donde la funcón de partcpacón en un programa de mcrocrédto está dada por la gualdad I Z. Dado que los grupos de tratamento y de control se muestrearon para satsfacer la condcón I I1 I 2, es decr, ambos grupos son partcpantes de un programa de mcrocrédto, solo con una dferenca de varanza temporal que refleja la duracón de la membresía, se puede adoptar la sguente especfcacón: Y = X + u (para el grupo de tratamento) (6) Y = X + u (para el grupo control) (7) sendo ( Z ) E Y1 I 1 E Y2 I 0 X ( 1 2) V ( Z ) (8) donde ( 2 1 ); y son la densdad de la funcón de dstrbucón y la funcón acumulatva de dstrbucón de la dstrbucón normal, respectvamente, mentras que EV ( ) 0. S exste un problema de sesgo de seleccón, entonces se puede predecr que 0. Esto es debdo a que los hogares con ventajas comparatvas se pueden benefcar más de un programa de mcrocrédto que hogares sn dchas ventajas. Aun cuando se supone que el problema de sesgo de seleccón ha sdo controlado medante el proceso msmo de recoleccón de datos, dcha suposcón debe corroborarse de manera estadístca. Para ello, he segudo un método de estmacón smlar al propuesto por Heckman (1979), el cual es llevado a cabo medante varables nstrumentales 3. En la sguente seccón, explco con mayor detalle dcho método econométrco. 2.1 El método Heckman para evaluar el problema de sesgo de seleccón El método Heckman adopta un enfoque de Estmacón de Máxma Verosmltud, el cual puede ser dervado utlzando el sguente sstema de ecuacones: en donde y Y X y I u (9) I I X I Z u (10) X es un vector de las característcas de hogar, y varable observable dstnta de los elementos contendos en 6 Z es la varable nstrumental. Z es una X, estadístcamente sgnfcatva en la determnacón de partcpacón en un programa de mcrocrédto, I, pero que no afecta a la ecuacón de ngreso en (9). En otras palabras, la varable nstrumental debe estar parcalmente correlaconada con I, es decr, el coefcente de Z debe ser dferente de cero, 0, de tal modo

7 I y que Cov( Z, u ) 0, mentras que Z no debe estar correlaconada con Y, es decr, Cov( Z, u ) 0, y donde el error proyectado, E( u ) 0 no debe estar correlaconado con Z. La dentfcacón de la varable nstrumental es en este sentdo, un paso crucal aunque complejo en el proceso de evaluacón de mpacto del mcrocrédto El método Heckman (tambén referdo como Heckt) permte poner a prueba la hpótess de ausenca de sesgo de seleccón, a través de la estmacón de la razón nversa de Mlls, la cual es resultante de la relacón entre la funcón de densdad de dstrbucón, acumulatva de dstrbucón de la normal estándar, 7 (),, y la funcón. Tal como lo sugere Heckman (1979), se puede estmar en forma consstente los parámetros I y en la ecuacón (10) sguendo un procedmento de mínmo cuadrados en dos etapas, explotando las propedades de la ecuacón Probt de la prmera etapa, para luego obtener una estmacón de la razón nversa de Mlls,, la cual es adherda en la segunda etapa para obtener los parámetros y y corregdos, sguendo mínmos cuadrados ordnaros (MCO) de la sguente forma: y Y X y L y I M u (11) En la ecuacón (11) hemos ncludo un vector de las característcas de mercado de crédto, L, que captura los efectos de otros agentes de crédto operando en las localdades bajo estudo, tales como bancos, agotstas y asocacones rotatvas de ahorro y crédto (tambén conocdas como Tandas) los cuales compten con programas de mcrocrédto (véase la tabla 2 para mayor detalle sobre las varables ncludas en el modelo). La justfcacón para nclur el vector L en la ecuacón de mpacto esta basada en el prncpo de que s no controlamos los efectos de dchos agentes fnanceros sobre la varable de ngreso ( Y ), el parámetro puede ser nconsstente, es decr, se pueden atrbur erróneamente algunos resultados al programa de mcrocrédto cuando en realdad provenen de otros agentes, por ejemplo, tandas. Tabla 2: Lsta de varables Varables ndependentes Defncón Obs Meda S,D, Mín Máx Contenda en X AVEDU Años de educacón 148 7,047 3, HOWNER S el hogar posee una casa = ,682 0, HESTATE S la casa está todavía en construccón = ,791 0, TIMEBUS Años en el negoco 148 5,162 5, WWORKER Número de membros del hogar con un trabajo 148 0,547 0, pagado DEPENDRATIO Razón de dependenca (número de hjos, 148 0,498 0,222 0,125 1 estudantes y membros mayores de edad / tamaño del hogar) AGE Edad del prestataro ,189 10, WOMAN S el prestataro es mujer = ,730 0, MARITAL S el prestataro es parte de una relacón = ,757 0, L Contenda en ROSCAS S el prestataro partcpa en tandas = ,453 0, FORMALCREDIT S el prestataro ha recbdo préstamos de 148 0,054 0, prestamstas nsttuconales = 1 MONEYLENDER S el prestataro ha recbdo préstamos de 148 0,095 0,

8 Varables útles prestamstas ndvduales DISTANCE Dstanca desde la sucursal hasta la resdenca ,365 21, o negoco (en mnutos) MEMBERSHIP Años de membresía 148 1,704 1, Varable dependentes LGMAXCREDIT Logartmo del monto máxmo de crédto 148 5,475 4, ,621 tomado en préstamo en el últmo cclo de crédto LGOPPORTCOSTPC Logartmo del costo de oportundad de tomar 148 3,880 3, ,006 préstamos por cclo de crédto LGINCOMEPC Logartmo de ngreso per capta 148 7,296 0,594 5,438 8,868 LGINCOMEPAE1 Logartmo de ngreso por equvalente de 148 7,452 0,571 5,733 9,055 adulto 1 LGINCOMEPAE2 Logartmo de ngreso por equvalente de 148 7,724 0,545 6,114 9,315 adulto 2 LGINCOMEPAE3 Logartmo de ngreso por equvalente de 148 7,895 0,543 6,324 9,512 adulto 3 POORPL1 S el ngreso del hogar está por debajo de la 148 0,068 0, línea de pobreza 1 = 1 POORPL2 S el ngreso del hogar está por debajo de la 148 0,405 0, línea de pobreza 2 = 1 POORPL3 S el ngreso del hogar está por debajo de la 148 0,581 0, línea de pobreza 3 = 1 POOR2US S el ngreso del hogar está por debajo de US $2 por día = ,047 0, El procedmento de mínmo cuadrado en dos etapas (MCO2E) genera estmacones consstentes en el parámetro de nterés, donde M y son la razón nversa de Mlls y su parámetro de estmacón, respectvamente. Una forma smple de medr el grado de selectvdad es medante la hpótess nula de ausenca de sesgo de seleccón, H : 0 0, empleando la estadístca t para 8 MCO2E. S 0, entonces el problema de sesgo de seleccón es sgnfcatvo (Wooldrdge 2002). 2.2 La dentfcacón de la varable nstrumental Una práctca común entre los programas de mcrocrédto es exgr, como mecansmo de montoreo, pagos peródcos que a menudo se llevan a cabo en sesones grupales semanalmente. En un prncpo se consderó construr una varable que pudera reflejar la heterogenedad del costo de atender dchas sesones peródcas grupales, medante la sumatora de los valores estmados del costo de transportacón, y costo de oportundad para cada hogar. El costo de transportacón permte capturar las característcas de la accesbldad al crédto, mentras que el costo de oportundad, permte medr el ngreso no adqurdo por asstr a dchas sesones de grupo. Transformamos esta varable en forma logarítmca, a fn de someter a prueba las suposcones subyacentes de ausenca de correlacón entre el nstrumento dentfcador y la varable de ngreso. Sn embargo, en el caso de Fncomún, el coefcente de dcha varable reportó valores estadístcos p que rechazaban la hpótess nula, H : 0 0, a un nvel de sgnfcacón de 5%, lo descartó la posbldad de utlzar esta varable como el nstrumento de dentfcacón en la estmacón de mpacto para las tres nsttucones de mcrocrédto partcpantes en el estudo. Tambén se busco dervar un nstrumento de dentfcacón medante el uso del logartmo del costo de transportacón por cclo de crédto. La razón de utlzar dcha varable esta basada en la

9 proposcón de que exste una correlacón entre la partcpacón en programas de mcrocrédto y el acceso a dchos programas. Esto es debdo a que: 1. Los costos de transaccón asocados con el proceso de montoreo de la cartera de crédto. Respecto a este punto, el drector general de Fncomún especfcó en una entrevsta con este nvestgador que un prncpo fundamental para la organzacón es operar en un rado geográfco que no exceda un vaje de 30 mnutos entre la sucursal y la casa o negoco del acredtado. 2. Un proceso endógeno de seleccón, en donde los hogares se autoexcluyen en partcpar en un programa de mcrocrédto dado los altos costos de transaccón y oportundad asocados. Este estudo recolectó nformacón sobre el costo de transportacón de los hogares; sn embargo, en la muestra recabada había una ausenca de valores lo cual reflejaba la decsón de los acredtados de camnar a las sesones peródcas grupales; un punto que tambén se relacona al prncpo expresado arrba en el punto 1. Por esta razón, se decdó examnar los atrbutos de la dmensón espacal que refleja el acceso al crédto, y que se mde con la dstanca exstente entre el domclo del hogar (o negoco) y la sucursal. Los datos respecto al tempo de transportacón que los partcpantes nvertían se ponderaron cuando se usó transporte públco, a fn de estmar la dstanca exstente 4. La forma reducda de la ecuacón (10) se estmo con esta varable nstrumental, la cual se codfcó como DISTANCIA, para cada programa de mcrocrédto partcpante en el estudo. Los valores p de la estadístca t del coefcente rechazaron la hpótess nula, H : 0 0, es decr, los resultados reflejaron una correlacón estadístcamente sgnfcatva entre la partcpacón de los hogares en un programa de mcrocrédto y el acceso a dchos programas; sn embargo, cuando nclumos la varable nstrumental en la ecuacón (11), la estmacón de parámetros aceptó la hpótess nula de ausenca de correlacón con la varable de ngreso, Y (véase la tabla 3). Como resultado, se pudo adoptar la varable DISTANCIA como el nstrumento de dentfcacón para el procedmento Heckman. Tabla 3. DISTANCIA como nstrumento de dentfcacón Varable dependente de la ecuacón (10): logartmo de monto máxmo de crédto tomado en préstamo (LGMAXCREDIT) Varable dependente de la ecuacón (11): logartmo de ngreso mensual per cápta en pesos de 2004 (LGINCOMEPC) FINCOMÚN CAME PROMUJER Ecuacón (10) Ecuacón (11) Ecuacón (10) Ecuacón (11) Ecuacón (10) Ecuacón (11) DISTANCE (1.88) (0.09) (2.15) (0.94) (1.92) (1.57) El valor absoluto de la estadístca t aparece entre paréntess sgnfcatvo al 10%; sgnfcatvo al 5%; sgnfcatvo al 1% El procedmento Heckman transforma LGMAXCREDIT en una varable dcotómca para el grupo de tratamento = 1 s I > 0. La razón de selecconar el método Heckman para el estudo de mpacto econométrco esta basado en sus cualdades estructurales. Por un lado, nos permte poner a prueba la suposcón de ausenca de sesgo de seleccón, medante el uso de las propedades no lneales de la razón nversa de Mlls. 9

10 Tal como se dscutó en la Seccón 1, este estudo esta basado en un cuas-expermento que permtó controlar el problema de sesgo de seleccón medante el proceso de muestreo msmo; sn embargo, es necesaro poner a prueba la suposcón de ausenca de selectvdad (o exogenedad), es decr, H : 0 0. Por otra parte, el procedmento Heckman permte someter a prueba la caldad y soldez estadístca de la varable nstrumental. Para ello, ncluí el nstrumento de dentfcacón DISTANCIA en la ecuacón (11) junto con las otras varables exógenas, ncluyendo la razón nversa de Mlls. La dentfcacón se obtene medante la relacón no lneal entre de la razón nversa de Mlls y las varables exógenas en la ecuacón de forma reducda. Después de estmar la ecuacón de dentfcacón, los coefcentes de la varable de mpacto, así como la razón nversa de Mlls, exhberon establdad estadístca para cada una de las organzacón de mcrocrédto (véase la tabla 4) 5. La consstenca de los resultados confrma la soldez de DISTANCIA como la varable nstrumental, lo cual permte aceptar la hpótess nula de ausenca de sesgo de selectvdad. Esto confrma que el método de muestreo adoptado ha sdo apropado para los objetvos del estudo. Tabla 4. Soldez de DISTANCIA como varable nstrumental Varable de mpacto ene la ecuacón (11): logartmo del monto máxmo de crédto (LGMAXCREDIT) Varable dependente de la ecuacón (11): logartmo de ngreso mensual per cápta (LGINCOMEPC) FINCOMÚN CAME PROMUJER Ecuacón (11) en forma funconal Ecuacón (11) con DISTANCIA Ecuacón (11) en forma funconal Ecuacón (11) con DISTANCIA Ecuacón (11) en forma funconal Ecuacón (11) con DISTANCIA LGMAXCREDIT 0,591 0,595 0,103 0,088 0,629 0,582 (2,48) (3,39) (0,59) (0,90) (1,98) (1,88) MILLS 0,258 0,653 0,089 0,043-0,053 0,261 (0,58) (1,57) (0,67) (0,15) (0,14) (1,05) DISTANCIA 0,002 0,006-0,006 (0,32) (1,13) (1,06) El valor absoluto de la estadístca z aparece entre paréntess. sgnfcatvo al 10%; sgnfcatvo al 5%; sgnfcatvo al 1% El procedmento Heckman transforma la varable LGMAXCREDIT en una varable dcotómca para el grupo de tratamento = 1 s I > 0 3. Resultados de la segunda etapa del método Heckman: el mpacto de la partcpacón en programas de mcrocrédto sobre el ngreso del hogar He estmado la ecuacón (11) empleando el logartmo de ngreso per cápta y tres defncones de ngreso por escalas de adulto equvalente. El uso de escalas de de adulto equvalente se justfca para tomar en cuenta economías de escala y asgnacón de recursos dentro del hogar. La prmer escala de adulto equvalente estmada en este estudo (IAE1) sguó el método adoptado por Rothbarth (1943); la segunda escala de equvalenca (IAE2) adoptó el método construdo por Wagstaff y van Doorslaer (1998), mentras que el tercero (IAE3) sguó las escalas modfcadas de Organzacón de Cooperacón y Desarrollo Económco, con base en Hagenarrs et al, (1998). Los resultados de la ecuacón de estmacón de ngreso se presentan en la tabla 5. Puesto que el coefcente de la razón nversa de Mlls no revela evdenca de sesgo de seleccón, podemos concentrarnos en la estmacón de mínmos cuadrados ordnaros (MCO). EL coefcente de la varable de mpacto reporta la dferenca en la meda del logartmo de ngreso de escala adulto 10

11 equvalente entre los hogares de tratamento y el grupo control. Como se esperaba, los coefcentes de pendente muestran un sgno postvo para cada uno de los tres programas de mcrocrédto; embargo, los coefcentes solo son sgnfcatvamente dferentes de cero en el caso de Fncomún. Tabla 5. Impacto de la partcpacón en el programa sobre el ngreso del hogar Varable endógena explcatva ( I en la ecuacón 11): logartmo del monto máxmo de crédto tomado en préstamo (LGMAXCREDIT) Varable dependente ( Y en la ecuacón 11): Logartmo de ngreso mensual per cápta en pesos de 2004 (LGINCOMEPC) Varable dependente ( Y en la ecuacón 11): Logartmo del ngreso mensual por equvalente de adulto 1 en pesos de 2004 (LGINCOMEPAE1) a/ Varable dependente ( Y en la ecuacón 11): Logartmo del ngreso mensual por equvalente de adulto 2 en pesos de 2004 (LGINCOMEPAE2) b/ Varable dependente ( Y en la ecuacón 11): Logartmo del ngreso mensual por equvalente de adulto 3 en pesos de 2004 (LGINCOMEPAE3) c/ Codgo FINCOMÚN CAME PROMUJER Muestra conjunta MCO Heckt MCO Heckt MCO Heckt MCO Heckt LGMAXCREDIT (2.53) (3.39) (0.81) (0.90) (0.73) (1.88) (3.52) (1.75) MILLS (1.57) (0.15) (1.05) (0.61) LGMAXCREDIT (2.57) (3.27) (0.91) (1.00) (0.67) (2.33) (3.59) (1.81) MILLS (1.57) (0.03) (1.18) (0.08) LGMAXCREDIT (2.91) (3.05) (0.80) (0.68) (0.44) (2.53) (3.75) (1.74) MILLS (1.57) (0.65) (1.28) (1.09) LGMAXCREDIT (2.93) (3.14) (0.71) (0.70) (0.43) (2.75) (3.74) (1.69) MILLS (1.57) (0.63) (1.35) (1.05) Las estadístcas robustas t aparecen entre paréntess sgnfcatvo al 10%; sgnfcatvo al 5%; sgnfcatvo al 1% El procedmento Heckman transforma LGMAXCREDIT en una varable dcotómca para el grupo de tratamento = 1 s I > 0 a/ IAE1 sgue el método desarrollado por Rothbarth (1943). b/ IAE2 sgue el método desarrollado por Wagstaff y van Doorslaer (1998). c/ IAE3 sgue las escalas modfcadas de la OCDE con base en Hagenarrs et. al, (1998). A fn de calcular el cambo porcentual en el ngreso por adulto equvalente de los hogares de tratamento con relacón al grupo control, tomé el antlogartmo de los parámetros de la varable de mpacto, I, tal y como lo sugeren Halvorsen y Palmqust (1980). De esta forma, s estmamos, por ejemplo, el antlogartmo de para el ngreso IAE1 se obtene el resultado e , lo que sugere que, ceters parbus, la medana del ngreso por adulto equvalente de los hogares de tratamento en Fncomún era más alto que el de los grupos de control en cerca de un 73%. Sorprendentemente, el parámetro es postvo pero no sgnfcatvamente dstnto de cero para el caso de 11

12 CAME y Promujer. En otras palabras, aunque podría haber un mpacto postvo de la partcpacón en el programa sobre el nvel de ngreso, la evdenca empírca no confrma esta relacón. Observe que reporta el mpacto medo de la partcpacón en un programa de mcrocrédto; sn embargo, no toma en consderacón el efecto de los préstamos a lo largo del tempo. Se puede suponer que los hogares de tratamento con, dgamos, cnco años de membresía reporten mayores mpactos que los hogares con solo un año de partcpacón. Esto se debe en parte a los efectos de los préstamos progresvos, un mecansmo de ncentvo extensamente empleado por los programas de mcrocrédto para reducr el resgo de mora y los costos untaros de operacón credtca. A fn de abordar este problema, se substtuye en la seccón 3.1 el método Heckman por una ecuacón de seleccón de tpo Tobt. 3.1 Ecuacón de seleccón Tobt: mpacto del mcrocrédto sobre el ngreso del hogar Para poder capturar el efecto temporal del crédto de manera estátca, remplacé la varable dcótoma de tratamento, I, en la ecuacón (11) por una varable contnua, C, que mde la cantdad de crédto recbda durante el últmo cclo de crédto. Se supone aquí que la varable C es determnada exógenamente por el prestamsta, L, quen defne este umbral máxmo de crédto acuerdo con el nvel de partcpacón en el programa. Por lo tanto, se puede dervar la sguente ecuacón de demanda de crédto: c C X c Z u (12) donde C C, es decr, (13) max(0, ) C C f C 0 (para el grupo de tratamento) (14) C C (para el grupo de control) (15) 0 f 0 y u X Normal 2 ~ (0, ) Por consguente, C toma un valor máxmo y un umbral mínmo cero en forma de modelo Tobt censurado (Tobn 1958), con una varable C 0 para los grupos de tratamento y C 0 para el grupo control 6. De este modo, se espera que el modelo capture una medda más precsa del mpacto del mcrocrédto. Observe que el modelo Tobt mplca que las probabldades de observar C 0 y C 0 son y pc ( 0) (0), respectvamente, donde y denotan la funcón de densdad y la funcón de densdad acumulatva de la normal estándar, respectvamente. Estas propedades son smlares a las exstentes en el método Heckman; sn embargo, la funcón logarítmca de mpacto del mcrocrédto toma ahora la sguente forma: C X c X c ln L ln ln ln 1 (16) C 0 C 0 12

13 la cual genera la funcón meda condconal de la varable observada de la demanda de crédto, C, que está censurada en cero para los grupos de control y tene perturbacones dstrbudas normalmente, lo que puede usarse para estmar los determnantes del nvel del crédto tanto para los grupos de tratamento como para el grupo control 7. Esta es la razón fundamental de adoptar una ecuacón de especfcacón Tobt. S no exstera censura en la dstrbucón, el modelo Tobt resultaría napropado para la medcón de mpacto del mcrocrédto (véase Maddala 1999). Estmamos una funcón de demanda de mcrocrédto para el nvel de partcpacón en el programa, que es determnada por los efectos margnales del préstamo tomado durante el últmo cclo credtco de tal forma que: c C c X c Z L c u (17) donde X y L son los msmos vectores de las característcas del hogar y de los mercados de crédto, respectvamente, que fueron dervados prevamente en la ecuacón (11); Z es un vector de varables observables dstntas de las contendas en X que afectan a C pero no a la varable de ngreso, las cuales desempeñan el papel de nstrumentos de dentfcacón. es el coefcente de la pendente,, y son los parámetros desconocdos, mentras que c c c u es el térmno de error que captura las característcas no meddas del hogar que determnan la demanda de crédto. De esta forma, la funcón para el ngreso por equvalente de adulto, que depende del nvel de partcpacón en el programa C toma la sguente forma: donde y, y, y y Y y X y L y C u (18) y son el coefcente de la pendente y los parámetros desconocdos, y respectvamente, mentras que u es el térmno de error que captura los determnantes no meddos del ngreso que varían entre hogares. Puesto que C se ncluye como la varable explcatva en la ecuacón (18), debemos dentfcar un nstrumento, además de DISTANCIA, para tratar de capturar los efectos de polítcas credtcas que afecten la cantdad de crédto demandado y no solo la accesbldad al crédto. Este nstrumento debe satsfacer las msmas condcones que las requerdas por el método Heckman a fn de estmar un procedmento Tobt en dos etapas, el método al que Amemya (1984) ha referdo como modelo tpo Tobt III. De esta forma, derve una ecuacón de estmacón de la sguente forma: Y y X y L y C R e (19) donde R y son los resduales predecdos de la ecuacón Tobt y su parámetro de estmacón, y y respectvamente, mentras que e u E( u R ), donde se supone que ( e, R ) son ndependentes de X, es decr, E( e X, R ) 0. Los resduales predecdos del Tobt se han calculado utlzando los valores 0 C en la ecuacón (17) durante la prmera etapa de estmacón para luego nclurlos como regresores adconales en la ecuacón (19) con el objeto de generar estmadores consstentes y efcentes en la ecuacón de mpacto (véase Wooldrdge 2003). La hpótess nula de ausenca de sesgo de seleccón es puesta a prueba en forma smlar al procedmento Heckman; sn embargo, 13 c

14 ahora se usa la estadístca t robusta de heterocedastcdad en la segunda etapa sobre los resduales predecdos: s 0, entonces exsten problemas de endogenedad. Para ello, se dentfcó como la varable nstrumental adconal a DISTANCE, la duracón de la membresía en el programa de mcrocrédto en número de años. Dado el efecto de los prestamos progresvos, los cuales son mecansmos de ncentvo amplamente utlzados por programas de mcrocrédto para ldar con el resgo moral y reducr los costos operatvos de préstamo, se asume que dcha varable, la cual ha sdo codfca como MEMBRESÍA, este correlaconada con el monto de crédto demandado. Cuando se estmó la ecuacón (17) con DISTANCIA y MEMBRESÍA como nstrumentos de dentfcacón en el vector Z, los valores p de la estadístca t para el coefcente para cada uno de los programas de mcrocrédto rechazaron la hpótess nula de H : 0 0, lo que refleja la correlacón estadístcamente sgnfcatva entre el monto de crédto demandado, C y dchas varables nstrumentales; sn embargo, cuando se ncluyó Z en la ecuacón de mpacto (18), la estmacón de parámetro aceptó la hpótess nula de ausenca de correlacón contra la varable de ngreso (véase la tabla 6) 8. Como resultado, se pudo utlzar a DISTANCIA y MEMBRESÍA como varables nstrumentales para llevar a cabo el método de seleccón tpo Tobt III. Tabla 6. Instrumentos de dentfcacón para la ecuacón de seleccón Tobt Varable dependente de la ecuacón (17) : logartmo del monto máxmo de crédto tomado en préstamo (LGMAXCREDIT) Varable dependente de la ecuacón (18): logartmo del ngreso mensual por equvalente de adulto 1 en pesos de 2004 (LGINCOMEPAE1) FINCOMÚN CAME PROMUJER Ecuacón (17) Ecuacón (18) Ecuacón (17) Ecuacón (18) Ecuacón (17) Ecuacón (18) MEMBRESÍA (6.80) (0.19) (6.78) (0.29) (10.36) (1.22) DISTANCIA (2.60) (0.41) (1.76) (0.88) (2.84) (1.65) El valor absoluto de la estadístca t aparece entre paréntess sgnfcatvo al 10%; sgnfcatvo al 5%; sgnfcatvo al 1% Note que los resduales predecdos en la segunda etapa de la ecuacón de seleccón Tobt presentada en la tabla 7 -los cuales son codfcados como RESID, reportan nveles nsgnfcatvos en los parámetros, lo cual confrma, al gual que en el procedmento Heckman, la suposcón de ausenca de sesgo de seleccón. En este sentdo, la evdenca empírca sugere que los nveles crecentes de crédto obtendo son determnados exógenamente medante polítcas credtcas de los programas de mcrocrédto, las cuales están correlaconados en forma lneal con los planes de préstamos progresvos. Con el propósto de confrmar el supuesto de exogenedad en el proceso credtco, he adoptado el método de Hausman (Hausman 1978) para poner a prueba, bajo la hpótess nula, la suposcón de que la matrz asntótca de covaranza del estmador de mínmos cuadrados ordnaros no es sstemátcamente mayor a la ecuacón de seleccón de tpo Tobt III. En otras palabras, se examna bajo la hpótess nula s plm d 0, donde d b2 S Tobt B OLS, mentras que bajo la hpótess 14

15 alternatva, plm d 0. Sguendo a Greene (2003:83) calculamos la estadístca Hausman en STATA de la sguente manera: 1 2 ( ˆ ˆ ) '.. Var ˆ.. Var ˆ ˆ ˆ d ( ) 2S Tobt OLS Tobt III OLS OLS Tobt III H b B Est Asy b Est Asy B B b J. Los resultados del método Hausman son: 2 (13) 0.24, 2 (13) 0.13, y 2 (12) 2.11 para la muestra de membros de Fncomún, CAME y ˆ S Tobt III Promujer, respectvamente. Por consguente, no se puede rechazar la hpótess nula de que B ˆOLS y b 2 son consstentes, y que B ˆOLS es efcente con relacón a b ˆTobt III. En este sentdo, al segur un crtero geográfco durante el proceso de recoleccón de datos, se pudo controlar los posbles problemas de endogenedad atrbubles a la heterogenedad de factores tales como precos locales, nfraestructura, y salaros, lo cual permtó enfocarse en los resultados obtendos de la ecuacón de mínmos cuadrados ordnaros presentados en la tabla 7. Tabla 7 El mpacto del crédto sobre los ngresos famlares Varable explcatva endógena (en la ecuacón : Logartmo del monto máxmo de crédto (LGMAXCREDIT) Codgo FINCOMUN CAME PROMUJER Muestra conjunta MCO Tobt III MCO Tobt III MCO Tobt III MCO Tobt III LGMAXCREDIT Varable dependente ( Y en la ecuacón 19): logartmo del ngreso mensual per cápta en pesos de 2004 (LGINCOMEPC) Varable dependente ( Y en la ecuacón 19): logartmo del ngreso mensual por adulto equvalente 1 en pesos de 2004 (LGINCOMEPAE1) a/ Varable dependente ( Y en la ecuacón 19): logartmo del ngreso mensual por adulto equvalente 2 en pesos de 2004 (LGINCOMEPAE2) b/ Varable dependente ( Y en la ecuacón 19): logartmo del ngreso mensual por adulto equvalente 3 en pesos de 2004 (LGINCOMEPAE3) c/ (2.82) (1.41) (0.80) (0.09) (0.83) (0.94) (3.67) (2.38) RESID (0.12) (0.41) (1.30) (0.42) LGMAXCREDIT (2.88) (1.57) (0.89) (0.07) (0.79) (1.12) (3.77) (2.51) RESID (0.25) (0.47) (1.46) (0.52) LGMAXCREDIT (3.21) (1.96) (0.77) (0.14) (0.56) (1.03) (3.91) (2.87) RESID (0.39) (0.28) (1.28) (0.89) LGMAXCREDIT (3.24) (1.94) (0.69) (0.12) (0.55) (1.10) (3.89) (2.87) RESID (0.39) (0.25) (1.34) (0.84) Las estadístcas robustas t aparecen entre paréntess sgnfcatvo al 10%; sgnfcatvo al 5%; sgnfcatvo al 1% El procedmento Heckman transforma LGMAXCREDIT en una varable dcotómca para el grupo de tratamento = 1 s I > 0 a/ IAE1 sgue el método desarrollado por Rothbarth (1943). b/ IAE2 sgue el método desarrollado por Wagstaff y van Doorslaer (1998). c/ IAE3 sgue las escalas modfcadas de la OCDE con base en Hagenarrs et. al, (1998). 15

16 La estmacón de parámetro de la varable de mpacto, C, reporta sgnos postvos para cada programa de mcrocrédto; sn embargo, los coefcentes son solo sgnfcatvamente dferentes de cero en el caso de Fncomún. Los resultados sugeren que un aumento del 1% en el monto de crédto obtendo por parte de Fncomún conlleva un mpacto postvo en el ngreso por adulto equvalente de orden 0,064%, ceters parbus. Este resultado es mportante por dos razones: Prmero, confrma los hallazgos obtendos del método Heckman, los cuales son reportados en la tabla 5; sn embargo, al substtur I por la varable C se pudo descontar los efectos de la antgüedad de membresía sobre el mpacto medo del mcrocrédto. Segundo, el resultado confrma los descubrmentos reportados en otros estudos que aducen a mpactos margnales o nsgnfcatvos del mcrocrédto sobre el ngreso (véase por ejemplo Morduch 1998; Coleman 1999 para resultados de estudos aleatoros cuas-expermentales, y Banerjee et al (2009), así como Karlan y Znman (2009) para resultados de estudos expermentales aleatoros). Ahora, con base en la evdenca reportada por Hulme y Mosley (1996), se consdera la sguente proposcón: Proposcón 1: La magntud del mpacto del mcrocrédto sobre la pobreza absoluta de ngreso es mayor entre los hogares con mejores nveles de benestar. A fn de poner a prueba dcha proposcón, en la sguente seccón 4 se examna la relacón entre la severdad de prvacón de ngreso y el mpacto del mcrocrédto. 4. El mpacto del mcrocrédto sobre la pobreza de ngreso Con el objeto de estmar la ncdenca de pobreza entre los partcpantes de programas de mcrocrédto, se adoptaron los crteros de Sedesol (2002) para dervar tres dstntos umbrales de prvacón de ngreso para áreas urbanas 9 : 1) Una línea de pobreza basada en una canasta básca de almentos que dentfca el umbral más bajo de ngreso requerdo para satsfacer las necesdades mínmas de nutrcón a fn de mantener una vda saludable. Este umbral, denomnado aquí como PL1, es estmado en 784,5 pesos mensuales por ndvduo y mde la ncdenca de pobreza extrema. 2) Una línea de pobreza basada en capacdades ndvduales, la cual adhere a la canasta básca almentca, otros componentes tales como gastos médcos y de educacón. Este umbral denomnado aquí como PL2, es calculado en 1.507,5 pesos mensuales por ndvduo y es utlzado como línea de pobreza de referenca. 3) Una línea de pobreza basada en actvos referda aquí como PL3, la cual mde la ncdenca de pobreza moderada y es estmada en 1881 pesos mensuales por ndvduo. Con fnes comparatvos, tambén se dervó la línea de pobreza de US $2 daros por ndvduo utlzada por el Banco Mundal. El uso de varos umbrales crítcos de prvacón humana se justfca por dos razones: prmero, exste un amplo reconocmento de que las líneas convenconales de pobreza del Banco Mundal son demasado bajas dados los precos exstentes en Méxco. Segundo, al calcular varas líneas de pobreza podemos analzar la profunddad de penetracón de los 16

17 programas de mcrocrédto en cuestón, y medr la magntud de los mpactos de la pobreza por nvel de prvacón. La estmacón de la ncdenca de pobreza y la brecha de pobreza se presenta en la tabla 8. Tabla 8. Incdenca de pobreza y brecha de pobreza entre los partcpantes en los programas Cfras en porcentajes FINCOMÚN CAME PROMUJER Concepto Tratamentmentmento Trata- Trata- Control Control Control Global 34,5 65,5 39,1 60,9 44,7 55,3 Línea de pobreza basada en actvos (PL3) 1881 pesos por mes 73,7 36,1 77,8 67,9 61,9 53,9 Brecha de pobreza 44,8 39,3 34,1 25,4 23,3 30,6 Profunddad de pobreza (en pesos) Línea de pobreza basada en apttudes (PL2) pesos por mes 63,2 27,8 50,0 42,9 33,3 38,5 Brecha de pobreza 38,1 36,2 35,0 20,2 17,5 21,2 Profunddad de pobreza (en pesos) Línea de pobreza basada en almentos (PL1) pesos por mes 15,8 11,1 11, ,9 Brecha de pobreza 43,4 28,2 13, ,1 Profunddad de pobreza (en pesos) Línea de pobreza del Banco Mundal US$ 2 por día 15,8 8,3 5, Brecha de pobreza 33,6 23,7 1, Profunddad de pobreza (en pesos) Las asocacones estadístcamente sgnfcatvas en las tabulacones cruzadas se ndcan por los valores de J cuadrada para la celda en general en los nveles de sgnfcacón (); 0,01 (); 0,05 (); y 0,1 (). Los resultados observan una mayor ncdenca de pobreza entre los hogares de tratamento de CAME y Promujer que en Fncomún; sn embargo, solo en el caso de Fncomún hallamos, cuando se calculan las líneas de pobreza PL3 y PL2, una relacón sgnfcatva entre los grupos de tratamento y de control en relacón con la ncdenca de pobreza. La brecha estmada de pobreza tambén muestra una mayor dstanca entre los ngresos reales y la línea de pobreza entre los partcpantes en Fncomún que entre los partcpantes en CAME y Promujer. Los prestataros pobres de Fncomún tendrían que cubrr un défct promedo de ngresos de 545 pesos por mes para poder cruzar la línea de pobreza PL2, mentras que los prestataros pobres de CAME y Promujer tenían que cubrr 304 y 319 pesos, respectvamente. La evdenca empírca sugere que certos programas de mcrocrédto -en este caso Fncomún, reportan resultados sgnfcatvos en térmnos de mpactos de la pobreza, pero solo entre los hogares más cercanos a la línea de pobreza, como es sugerdo en la Proposcón 1. Otros programas de mcrocrédto, por ejemplo CAME y Promujer, parecen ser más efcaces en obtener mpactos sobre la brecha de pobreza pero, al hacerlo, reportan mpactos nsgnfcantes sobre la ncdenca de pobreza. Con el fn de examnar esto con mayor detalle, he calculado los efectos margnales del crédto con relacón a las líneas de pobreza, medante el uso de una ecuacón de estmacón de tpo Probt la cual toma la sguente forma: donde PL C u (20) PL es una varable bnara que toma los valores 17

18 PL esmo 1 s el hogar está por debajo de la línea de pobreza 0 s no lo esta y C es la msma varable contnua utlzada en la ecuacón (19) que mde el monto máxmo de crédto, expresado en forma logarítmca. Hemos estmado la ecuacón (20) con PL adoptando dferentes líneas de pobreza y utlzando de cajón, el ngreso por adulto equvalente IAE1. Tambén he estmado la ecuacón (20) con la varable dcotómca I que ha sdo empleada en el método Heckman. Dcha varable, que es ncluda en substtucón de C, observa un valor I =1 para los hogares del grupo de tratamento y I =0 para los hogares del grupo control. Al nclur I en la ecuacón Probt, se puede estmar el mpacto de la partcpacón de un hogar pobre en un programa de mcrocrédto sobre la probabldad de contnuar por debajo de la línea de pobreza, mentras que al calcular los efectos margnales de C se logra estmar el mpacto de un cambo relatvo en el monto de crédto tomado por un hogar pobre sobre la probabldad contnuar por debajo de la línea de pobreza. Los resultados se presentan en la tabla 9. Tabla 9. Probt: efecto de la partcpacón sobre la probabldad de pobreza crónca Varables explcatvas: C es el logartmo del monto máxmo de crédto tomado en préstamo (LGMAXCREDIT). I es una varable dcotómca para el grupo de tratamento = 1 Varable ndependente: Varable dcotómca = 1 s IAE1 línea de pobreza a/ Línea de pobreza del Banco Mundal US $2 por día Incdenca de pobreza extrema PL pesos por mes Incdenca de pobreza PL pesos por mes Incdenca de pobreza moderada PL pesos por mes Coef. X Coef. X Coef. X Coef. X FINCOMÚN CAME PROMUJER Muestra conjunta con I con C con I con C con I con C con I con C -0,379-0, (0,82) (1,12) (0.98) (1.08) -0,074-0, (0,82) (1,12) (0.98) (1.08) -0,217-0,029 0, (0,49) (0,66) (5,83) (0.72) (0.79) -0,046-0,006 0, (0,49) (0,66) (5,83) (0.72) (0.79) -0,925-0,100-0,180-0,019-0,137-0, (2,49) (2,58) (0,47) (0,47) (0,36) (0,29) (1.53) (1.67) -0,353-0,038-0,071-0,007-0,051-0, (2,49) (2,58) (0,47) (0,47) (0,36) (0,29) (1.53) (1.67) -0,989-0,108-0,301-0,030-0,206-0, (2,61) (2,73) (0,72) (0,70) (0,55) (0,64) (2.15) (2.31) -0,375-0,043-0,099-0,010-0,080-0, (2,61) (2,73) (0,72) (0,70) (0,55) (0,64) (2.15) (2.31) Las estadístcas robustas z aparecen entre paréntess sgnfcatvo al 10%; sgnfcatvo al 5%; sgnfcatvo al 1% a/ El ngreso por equvalente de adulto 1 (IAE1) sgue a Rothbarth (1943) El coefcente de la pendente de C reporta sgnos negatvos cuando se ncluyen PL2 y PL3 como umbrales de prvacón de ngreso; sn embargo, solo son estadístcamente sgnfcatvos en el caso de Fncomún. Ceters parbus, un cambo relatvo de x% en el monto de crédto tomado por parte de 18