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Padres responsables: Impacto de la legislacionsobre obligaciones alimentarias en Costa Rica
Alvaro Ramos ChavesPresentacion Centro Centroamericano de Poblacion
16 de Marzo de 2011
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Padres responsables: Un experimento natural
En Costa Rica, en caso de divorcio, las leyes de obligacionesalimentarias protegen significativamente a los ninos.
Si la madre es soltera, antes del 2001 no tenıa mecanismoautomatico para obligar al padre a reconocer a sus hijos.
La Ley de Paternidad Responsable, aprobada a principios del2001 traslada el peso de la prueba al padre, quien debedemostrar mediante test de ADN que no es el padre.
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¿Por que es interesante?
La literatura rara vez encuentra que las polıticas orientadas ala familia tengan efectos fuertes sobre las decisiones defecundidad (Lundberg y Pollak, 2007).
Evaluar el efecto de polıticas familiares es difıcil porque puedeser reforzado o cancelado por otras polıticas o tendenciassociales.
El conocer el dıa exacto de la aprobacion de la Ley y ladisponibilidad de datos diarios de nacimientos me permiteemplear una regresion discontinua para estimar su impacto.
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Principales resultados
El efecto directo es una caıda de los nacimientos sin padreregistrado: de 31 % en el 2000 a 8 % en el 2002.
La tasa de fecundidad que ya estaba cayendo a un ritmoveloz, cayo un 5 %-10 % adicional. La tasa de fecundidad demadres primerizas cae entre 7 % y 11 %.
La caıda en nacimientos es muy similar en madres casadas ysolteras, lo que sugiere que muchas madres casadas lo eran acausa del embarazo.
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Porcentaje de ninos sin padre registrado al nacer
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90
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Unmarried mother
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Obligaciones alimentarias
Leyes de obligaciones alimentarias modernas existen desde1953. La actual data de 1996. Jueces de familia muyexperimentados.
Las obligaciones representan 25 %-35 % de los ingresos yhasta 50 % si son muchas pensiones.
Consecuencias de evasion: embargos salariales, restriccionespara salir del paıs y hasta seis meses de carcel.
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Ley de Paternidad Responsable
Credibilidad: 90 % poblacion apoyaba el proyecto de ley.Fuerte apoyo polıtico, mediatico y de expertos. Recursos paralaboratorio de ADN fueron garantizados.
Reforma legal: Peso de la prueba de paternidad pasa de lamadre al padre. Gran ahorro en costos legales.
Reforma administrativa: Se acepta la palabra de la madre pararegistrar el padre del nino.
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Efectos esperados de la ley
Representa una transferencia significativa de ingresos hacia lasmadres.
Desincentiva el sexo riesgoso en los hombres, pero lo incentivaen las mujeres. ¿Cual efecto domina?
Los costos relativos de quedarse en una relacion handisminuido. ¿Estan los hombres mas dispuestos a quedarse enellas?
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Literatura previa
Efectos de polıtcas reproductivas (Pop-Eleches 2005 y Akerlofy otros 1996)
Ley de Paternidad Responsable (Rosero-Bixby y Dubrowski2000, Isabel Vega 2001, Orlando Vega 2006)
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Datos
Base de datos del Centro Centroamericano de Poblacion,Universidad de Costa Rica.
Microdatos de nacimientos del Instituto Nacional deEstadıstica y Censos, Costa Rica (1.8 millones de nacimientos1986-2008)
Encuestas de Hogares (1996-2009) para estimar unioneslibres, INEC-CR.
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Medicion empırica
La Ley de Paternidad L afecta la distribucion conjuntacondicional tanto de los nacimientos N como del estado civilC: P(N,C |X , L) donde X son las variables de control.
Esto lo podemos descomponer en
P(N,C |X , L) = P(C |N,X , L) ∗ P(N|X , L) (1)
Donde P(C |N,X , L) se estima con la proporcion denacimientos de un estado civil determinado y P(N|X , L) seestima con el total de nacimientos.
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Construccion de la discontinuidad
Variable de interes es tasa de fecundidad total Yt
Como la Ley fue aprobada en primer debate el 26 de febrerodel 2001, construyo una variable binaria de la forma
Dt =
{0 si t ≤ 26 de noviembre, 2001
1 si t > 26 de noviembre, 2001(2)
Para ajustar por tendencias,
Yt = α + ρDt + β1t + β2Dtt + ηt (3)
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Modelo econometrico
Pero las tendencias lineales son un supuesto fuerte y ademashay que ajustar por estacionalidad
Yt = α+ρDt+β1t+β2Dtt+β3t2+β4Dtt
2+β5t3+β6Dtt
3+ΓS+ηt(4)
Donde ρ es el coeficiente de interes que mide el impacto de laLey sobre la variable dependiente. El ajuste estacional ΓS seconstruye con s como dıa del ano:
ΓS = γ1s + γ1s2 + γ1s
3 + γ1s4 + γ1s
5 + γ1s6 (5)
Uso errores estandar Newey-West que ajustan porheteroskedasticidad y autocorrelacion.
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Evolucion de los nacimientos diarios
120
140
160
180
200
220
240
260
280
300
1/1/1986 9/27/1988 6/24/1991 3/20/1994 12/14/1996 9/10/1999 6/6/2002 3/2/2005 11/27/2007
Date
Dai
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s
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Evolucion de la tasa de fecundidad total
1.3
1.5
1.7
1.9
2.1
2.3
2.5
2.7
2.9
3.1
3.3
3.5
3.7
3.9
4.1
4.3
4.5
1/1/1986 9/27/1988 6/24/1991 3/20/1994 12/14/1996 9/10/1999 6/6/2002 3/2/2005 11/27/2007
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Placebo para identificar principal ruptura
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-15
-10
-5
0
5
10
5/31
/96
11/3
0/96
5/31
/97
11/3
0/97
5/31
/98
11/3
0/98
5/31
/99
11/3
0/99
5/31
/00
11/3
0/00
5/31
/01
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0/01
5/31
/02
11/3
0/02
5/31
/03
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0/03
5/31
/04
11/3
0/04
5/31
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0/05
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11/3
0/06
Date
Est
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Placebo de ajuste del modelo
0.28
0.285
0.29
0.295
0.3
0.305
0.31
5/31
/96
11/3
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0/05
5/31
/06
11/3
0/06
Date
R2
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Resultados
Caıda en la fertilidad de alrededor de 5-10 %.
Robusto cuando se incluye solo madres costarricenses.
Mujeres primerizas tienen una reaccion mucho mayor, de7-11 %.
Mujeres mayores de 33 anos fueron poco afectadas.
Poca diferencia entre mujeres rurales y urbanas.
Nacimientos de madres casadas caen mas que el total denacimientos.
Breve pico en el numero de nacimientos de varones.
Despues de la ley, las mujeres envejecen aproximadamente dosmeses y medio.
Tendencia creciente hacia las uniones libres no parece habersido afectada.
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Logaritmo de la tasa de fecundidad global
(1) (2) (3)
Ley -.113∗∗∗ -.0502∗∗∗ -.0731∗∗∗
(.0157) (.0167) (.0165)Tendencia(anual) -.0252∗∗∗ -.0327∗∗∗ -.0329∗∗∗
(.00096) (.00266) (.00709)Ley*Tendencia(anual) .0135∗∗∗ -.00893 .0305∗∗
(.00381) (.00984) (.0152)Constante .887∗∗∗ .91∗∗∗ .911∗∗∗
(.00744) (.0118) (.0137)
R2 0.729 0.778 0.779N 8401 8401 8401
∗p < 0,10,∗∗ p < 0,05,∗∗∗ p < 0,01. Errores estandar Newey-West enparentesis. (1) Variables mostradas (2) Con estacionalidad y tendencias
cuadradas (3) Con tendencias cubicas.
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Log de la tasa de fecundidad global, por grupos de edad
Grupo de edad 13 a 18 18 a 22 23 a 27 28 a 32 33 a 37 38 a 49
Ley -.0862∗∗∗ -.0395∗∗ -.0791∗∗∗ -.0531∗∗∗ -.00328 -.0194(.0273) (.0171) (.0193) (.0203) (.0235) (.025)
Tendencia(anual) -.0134∗ -.032∗∗∗ -.0344∗∗∗ -.0215∗∗∗ -.0431∗∗∗ -.0809∗∗∗
(.00727) (.00271) (.00381) (.00378) (.0042) (.00509)Ley*Tendencia(anual) -.0654∗∗∗ -.00816 .0106 -.016 .00733 .00583
(.016) (.00926) (.0125) (.00983) (.0135) (.0136)Constante 4.15∗∗∗ 4.81∗∗∗ 4.83∗∗∗ 4.57∗∗∗ 4∗∗∗ 2.42∗∗∗
(.0314) (.0139) (.0141) (.0166) (.0344) (.0254)
R2 0.197 0.600 0.605 0.493 0.484 0.519N 8401 8401 8401 8401 8401 8401
∗p < 0,10,∗∗ p < 0,05,∗∗∗ p < 0,01. Errores estandar Newey-West en parentesis.
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Porcentaje de recien nacidos de madres casadas
Todas las madres Solo Costarricenses Solo primerizas
(1) (2) (1) (2) (1) (2)
Ley -.0153∗∗∗ .00644 -.0169∗∗∗ -.00015 -.0206∗∗∗ .00113(.00487) (.00611) (.00414) (.00546) (.00597) (.00527)
Tendencia(anual) -.0114∗∗∗ -.0198∗∗∗ -.00838∗∗∗ -.0144∗∗∗ -.0119∗∗∗ -.021∗∗∗
(.00076) (.00176) (.0006) (.00128) (.00087) (.00169)Ley*Tendencia(anual) -.00481∗∗∗ .00412∗ -.00963∗∗∗ -.00424∗ -.0025∗∗ .00861∗∗∗
(.00084) (.00216) (.00082) (.00233) (.00098) (.00227)Constante .461∗∗∗ .439∗∗∗ .511∗∗∗ .495∗∗∗ .401∗∗∗ .377∗∗∗
(.00472) (.00552) (.00356) (.00335) (.00579) (.00466)
R2 0.840 0.847 0.790 0.795 0.695 0.702N 8401 8401 8401 8401 8401 8401
Tendencia2 No Sı No Sı No Yes∗p < 0,10,∗∗ p < 0,05,∗∗∗ p < 0,01. Errores estandar Newey-West en
parentesis.(1) Variables mostradas (2) Con tendencias cuadradas
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Porcentaje de nacimientos que son varones
Todas las madres Solo Costarricenses Solo primerizas
(1) (2) (1) (2) (1) (2)
Ley .00095 .00617∗∗∗ .00135 .00646∗∗∗ .00293 .00616∗∗
(.00208) (.00173) (.00206) (.00175) (.00279) (.00275)Tendencia(anual) -.00014 -.00037 -9.0e-05 -.00035 -.00011 .00042
(9.9e-05) (.00043) (.0001) (.00046) (.00021) (.00062)Ley*Tendencia(anual) -.00022 -.00388∗∗∗ -.0004 -.00386∗∗∗ -.00064 -.00507∗∗∗
(.00045) (.00092) (.00045) (.00112) (.00054) (.00176)Constante .512∗∗∗ .512∗∗∗ .513∗∗∗ .512∗∗∗ .514∗∗∗ .515∗∗∗
(.00095) (.00137) (.00102) (.00152) (.00159) (.00173)
R2 0.001 0.002 0.000 0.001 0.000 0.001N 8401 8401 8401 8401 8401 8401
Tendencia2 No Sı No Sı No Sı∗p < 0,10,∗∗ p < 0,05,∗∗∗ p < 0,01. Errores estandar Newey-West en
parentesis.(1) Variables mostradas (2) Con tendencias cuadradas