REVISTA ECONOMÍA
pISSN 1390-6380
eISSN 2697-3332
revistaeconomia@uce.edu.ec
INSTITUTO DE INVESTIGACIONES ECONÓMICAS REVISTA ECONOMÍA
UNIVERSIDAD CENTRAL DEL ECUADOR , mayo 2026, pp.
DOI: 10.29166/economa.v78i127.9365
CC BY-NC 4.0 —Licencia Creative Commons Reconocimiento-NoComercial 4.0 Internacional
© 2026 Universidad Central del Ecuador
Josué Puma | Universidad de las Fuerzas Armadas (Ecuador)
Carolina Peña | Fundación Investoria (Ecuador)
: Esta investigación evalúa la relación entre el Bono Joaquín Gallegos Lara () y los ingresos labora-
les de las personas cuidadoras en Ecuador. Se combinan microdatos de la 2022-2024 con metodología de
emparejamiento por puntaje de propensión y modelos lineales para comparar a cuidadoras receptoras del bono
con personas similares que no lo perciben. Los resultados muestran una asociación entre el y niveles de in-
greso laboral entre 30% y 37% menores, incluso al controlar por privaciones multidimensionales. Se examinan
las tensiones entre protección social, organización del cuidado y autonomía económica de personas cuidadoras.
: Bono Joaquín Gallegos Lara, provisión y efectos de los programas de bienestar, economía del
cuidado, política pública, economía de género.
// // //
Eects of the Joaquín Gallegos Lara cash transfer
on caregivers’ income in Ecuador (2022-2024)
: This study evaluates the relationship between the Joaquín Gallegos Lara Benet () and caregiv-
ers’ labor income in Ecuador. Using 2022–2024 microdata, it combines propensity score matching and
linear models to compare benet recipients with similar caregivers who do not receive it. The results show an
association between receipt and labor income levels that are 30% to 37% lower, even aer controlling for
multidimensional deprivation. The paper also explores the tensions between social protection, the social orga-
nization of care, and the economic autonomy of caregivers.
: Joaquín Gallegos Lara Cash Transfer, provision and eects of welfare programs, care economy,
public policy, gender economics.
38, 14, 16, 18, 52
Efectos del Bono Joaquín Gallegos Lara en el ingreso
de las cuidadoras en Ecuador (2022-2024)
Efectos del Bono Joaquín Gallegos Lara en el ingreso de las cuidadoras en Ecuador (2022-2024)
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INTRODUCCIÓN
En América Latina, las transferencias monetarias dirigidas a hogares con alta depen-
dencia ocupan un lugar central en la protección social. Buscan reducir la pobreza,
ampliar el acceso a servicios básicos y reconocer parcialmente los costos del cuidado,
pero lo hacen sobre la suposición de una «oferta ilimitada» de trabajo de cuidado no
remunerado de las mujeres, señalada por la economía feminista (Elson, 2000; Folbre,
2001). La literatura referente a la economía del cuidado evidencia que los diseños
institucionales que asumen a la familia como principal proveedora de cuidados, per-
petúan la división sexual del trabajo, distribuyen de forma desigual los costos del
cuidado e invisibilizan los efectos que esta carga tiene sobre la autonomía económica
de las mujeres (Esquivel, 2011; Rodríguez Enríquez, 2012).
En cuanto a la discapacidad y la dependencia severa, esta tensión se vuelve más
grave. Las mujeres que asumen el cuidado de personas con discapacidad se suelen
encontrar en regímenes de cuidado intensivos, sin apoyos estatales sucientes, con
escaso acceso a servicios especializados y con trayectorias laborales interrumpidas o
suspendidas en su totalidad. En la región, la evidencia muestra que, incluso cuando
existen transferencias económicas destinadas a compensar los costos del cuidado,
los programas no alteran de manera sustantiva la organización social del cuidado; no
obstante, esta relación varía en función del contexto institucional y de las caracterís-
ticas de diseño e implementación de cada programa. Se documenta la reproducción
de la expectativa de que sean las mujeres quienes ajusten sus posibilidades laborales,
formativas y personales para garantizar la provisión del cuidado cotidiano (Bloeld
y Martinez Franzoni, 2015; Chant, 2008; Molyneux, 2006).
El Bono Joaquín Gallegos Lara () reconoce el trabajo de las cuidadoras pri-
marias en Ecuador, a través de una transferencia monetaria mensual. Aunque el
programa supuso un avance en el reconocimiento público del trabajo de cuidado,
su arquitectura institucional se puede interpretar como cercana a un enfoque fami-
liarista, dado que la atención continúa organizándose principalmente en el espacio
doméstico. En ausencia de mecanismos explícitos de corresponsabilidad social y de
género, este tipo de diseño tiende a sostener arreglos de cuidado en los que las muje-
res asumen una carga predominante (Marcillo et al., 2021). Distintas investigaciones
señalan altos niveles de sobrecarga físico-emocional, deterioro de la salud mental,
dependencia económica y una reducción de oportunidades laborales para las cuida-
doras, ya que el bono no se articula con servicios de apoyo, formación, ni mecanismos
de corresponsabilidad (Duey Castillo, 2019; Ramírez Calixto y Luna Álvarez, 2018).
Estudios cuasiexperimentales en la región han mostrado que las transferencias
que reconocen cuidados intensivos pueden generar efectos indeseados sobre la oferta
laboral femenina. Investigaciones sobre programas de México, Brasil, Argentina
y Colombia han evidenciado reducciones en la participación laboral, en las horas
de trabajo o en la exibilidad para incorporarse al empleo, principalmente entre
mujeres con más responsabilidades de cuidado. En ausencia de servicios públicos de
cuidados o licencias parentales, las transferencias consolidan el cuidado dentro del
hogar y refuerzan los roles tradicionales asignados a las mujeres (Costa-Font et al.,
2022; Costa-Font y Vilaplana-Prieto, 2023; Garganta et al., 2017; Marcillo et al., 2021).
Josué Puma y Carolina Peña
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El presente artículo examina los efectos de las transferencias monetarias dirigidas a
personas con discapacidad sobre los ingresos laborales de las mujeres cuidadoras.
Se parte de un marco conceptual de la economía feminista y de la economía del cui-
dado, para analizar los mecanismos mediante los cuales estos programas pueden
generar alivio económico inmediato, pero también limitar la autonomía de las muje-
res, reproducir roles de género respecto a su rol como cuidadoras únicas y perpetuar
la injusta y desigual organización social del cuidado. El objetivo es aportar con una
lectura crítica para comprender los avances y las debilidades estructurales de estas
políticas y delinear condiciones necesarias para un diseño de protección social com-
patible con los derechos económicos de las mujeres cuidadoras.
REVISIÓN DE LA LITERATURA
La economía feminista sobre el trabajo de cuidados y protección social converge en
una idea central sobre los sistemas de bienestar, los cuales se basan en una división
sexual del trabajo que asigna a las mujeres la responsabilidad principal de la repro-
ducción cotidiana de la vida, mientras los hombres se sitúan preferentemente en el
empleo remunerado y la esfera pública (Folbre, 2001; Rodríguez Enríquez, 2012).
Razavi (2007) propone el concepto de «diamante de cuidado» para referirse a la
articulación entre cuatro actores clave que son la familia, el Estado, el mercado y las
comunidades. En América Latina, la distribución del trabajo doméstico y de cuidados
adopta la forma de un régimen familiarista, con poca oferta de servicios estatales,
un mercado de cuidados de alto costo y una alta dependencia del trabajo no remu-
nerado de las mujeres en los hogares (Esquivel, 2011; Razavi, 2007).
La economía feminista ha mostrado que el trabajo doméstico y de cuidados que
implica la crianza, acompañamiento, alimentación, limpieza, apoyo emocional, y otros,
constituye una condición necesaria para el funcionamiento del sistema económico,
aunque permanece excluido de las cuentas nacionales y de la mayoría de indicadores
de productividad (Elson, 2005; Razavi, 2007). El trabajo no remunerado repone la fuerza
de trabajo y disminuye los costos de reproducir socialmente el capitalismo, es decir,
funciona como un subsidio oculto del sistema económico (Federici, 2018; Folbre, 2001).
Generalmente se subestiman los costos sociales del cuidado y de las desigualda-
des de género evidentes en los ingresos, la protección social y los activos a lo largo
del ciclo de vida. Por ello, el «costo de oportunidad del cuidado» funciona para visi-
bilizar cómo el tiempo que se dedica a tareas reproductivas compite con el empleo,
la formación o la participación social, usualmente en detrimento de las trayectorias
económicas de las mujeres (Folbre, 2001; Rodríguez Enríquez, 2012).
La literatura feminista ha problematizado la forma cómo ciertos programas que
tienen como objetivo mejorar las condiciones de vida de la población no incorpo-
ran la variable género. Molyneux (2006) plantea que las transferencias producen
una «feminización de la obligación», donde los objetivos sobre nutrición, escolari-
dad o salud infantil se instrumentan mediante transferencias pagadas a las madres,
bajo el supuesto de que ellas garantizan el uso adecuado de los recursos familiares
y disponen del tiempo necesario para cumplir con las condicionalidades. De igual
manera, Chant (2008) amplía este argumento al mostrar cómo esa feminización de la
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responsabilidad implica una ampliación de las obligaciones asignadas a las mujeres
en la gestión de la pobreza, sin una redistribución equivalente de recursos, poder o
tiempo dentro de los hogares.
El caso de , como programa pionero y referente regional sobre trans-
ferencias monetarias condicionadas, resulta relevante para analizar las exigencias no
remuneradas que estos esquemas trasladan a los hogares. Evaluaciones coordinadas
por el Instituto Internacional de Investigación sobre Políticas Alimentarias ()
dan cuenta de la carga de trámites, visitas a servicios de salud, reuniones obligato-
rias y controles que las beneciarias deben realizar para mantener el benecio, y
cómo estas exigencias generan tensiones en su organización cotidiana (Adato, 2000).
Aunque las transferencias contribuyen a mejorar el consumo y algunos indicadores
de bienestar infantil, sus parámetros consideran la disponibilidad de tiempo de las
mujeres, que se da por sentada y no se remunera de manera explícita.
A partir de estas contribuciones teóricas, una parte importante de la literatura
se ha concentrado en medir empíricamente los efectos de las transferencias sobre el
empleo y el uso del tiempo femenino. En Brasil, De Brauw et al. (2015) analizan Bolsa
Família y encuentran cambios en la oferta laboral intrahogar, con reducciones de
horas trabajadas entre algunas mujeres y reacomodos entre trabajo remunerado y
no remunerado. Sus resultados sugieren que el ingreso no laboral interactúa con la
carga de cuidado para redenir las decisiones laborales femeninas, especialmente
en contextos de fuerte segmentación y precariedad laboral.
En Argentina, los estudios sobre la Asignación Universal por Hijo () mues-
tran efectos más claros. Garganta et al. (2017) estimaron mediante estrategias de
diferencias en diferencias, una caída signicativa de la participación laboral feme-
nina entre las potenciales beneciarias de la , con impactos más marcados entre
mujeres con menor nivel educativo y mayor número de hijas(os). Los resultados se
explican en parte por la combinación de ingresos previsibles, ausencia de servicios
de cuidado accesibles y normas de género rígidas.
En el caso ecuatoriano, Guerrero Jara (2009) analizó el y el Crédito de Desa-
rrollo Humano y demostró que la recepción de estas transferencias se asocia con una
reducción en las horas de trabajo productivo de las mujeres y un aumento del tiempo
dedicado al trabajo reproductivo. El estudio destaca que, en un contexto donde la
división sexual del trabajo asigna a las mujeres la responsabilidad central del cui-
dado, las transferencias tienden a reforzar la especialización femenina en el ámbito
doméstico y la dependencia r de ingresos estatales de montos bajos.
En Colombia, Marcillo et al. (2021) utilizaron datos de uso del tiempo para ana-
lizar los efectos del programa Familias en Acción sobre la asignación de trabajo no
remunerado en los hogares. El estudio encontró que las transferencias asociadas a
salud no genera cambios en el uso del tiempo de las personas adultas, mientras que
la transferencia de educación en hogares con niños pequeños reduce el tiempo que
las mujeres dedican al cuidado directo, pero en hogares con adolescentes se incre-
mentan las horas destinadas a otras actividades domésticas no remuneradas.
La evidencia refuerza la crítica teórica de la economía feminista y del cuidado,
que cuando las políticas de transferencias incorporan a las mujeres principalmente
como «madres responsables» y no como sujetos de derechos con necesidades propias
de tiempo y autonomía económica, la política social tiende a reproducir el orden de
género preexistente. Aunque las evaluaciones no muestran efectos necesariamente
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grandes en empleo en todos los casos, sí existe una regularidad importante sobre la
carga de cuidado que se mantiene o se intensica para las mujeres, mientras las res-
ponsabilidades masculinas permanecen relativamente inalteradas.
Además, la literatura sobre discapacidad y dependencia introduce una dimensión
adicional, que resulta crucial para este trabajo. En hogares con personas con disca-
pacidad o con dependencia severa, la demanda de cuidado es más intensa, continua,
se extiende a lo largo de todo el ciclo de vida y requiere tareas físicamente exigentes,
coordinación con servicios de salud y disponibilidad permanente. La evidencia regio-
nal señala que la presencia de discapacidad en el hogar se asocia con mayores niveles
de pobreza, por el aumento de gastos directos y por la retirada del mercado laboral
de un familiar cuidador, que generalmente es una mujer adulta en edad productiva
(Ullmann et al., 2020). En este contexto, las transferencias asociadas a discapacidad
como las pensiones no contributivas, bonos de cuidado o asignaciones a hogares con
personas dependientes, se justican como instrumentos para compensar costos adi-
cionales y, en algunos casos, reconocer la labor de cuidado que realizan las familias.
Sin embargo, cuando estos programas se diseñan sin una oferta articulada de ser-
vicios, tienden a anclar el cuidado dentro del hogar y a consolidar la gura de la «mujer
cuidadora» como solución estructural al problema de la dependencia. En Brasil, los
análisis del Benefício de Prestação Continuada muestran que, aunque el programa
reduce la pobreza de las personas con discapacidad, su estructura de elegibilidad
puede desincentivar la inserción laboral formal de algún miembro del hogar, con fre-
cuencia una cuidadora, debido al riesgo de pérdida del benecio (Kidd et al., 2020).
En Chile, evaluaciones exploratorias de subsidios a cuidadores y de licencias para
cuidado señalan que los estipendios alivian necesidades básicas, pero no modican
la carga de cuidado ni promueven una redistribución de responsabilidades responsa-
bilidades (Holz, 2025; Villalobos Dintrans, 2019). En el caso uruguayo, las licencias y
reducciones de jornada para cuidado son utilizadas en su mayoría por mujeres, que
ello termina por reforzar los patrones de dependencia económica y desigualdad con-
tributiva (Goyeneche et al., 2025).
En Ecuador, el se ha presentado como un reconocimiento a la labor de las
cuidadoras primarias de personas con discapacidad severa, personas adultas mayo-
res y personas con enfermedades catastrócas. No obstante, la literatura cualitativa y
epidemiológica subraya que el programa se articula sobre un modelo principalmente
familiarista donde se incentiva que el cuidado permanezca en el hogar, se concentra
en mujeres y no se acompaña de servicios sucientes que permitan aliviar o redistri-
buir la carga (Duey Castillo, 2019; Ramírez y Luna Álvarez, 2018).
Los testimonios de cuidadoras reportados por Duey Castillo (2019) y por Ramírez
y Luna Álvarez (2018) describen jornadas extensas, dicultades para compatibilizar el
cuidado con el empleo, aislamiento social y una fuerte dependencia económica del
bono en ausencia de otras fuentes de ingreso. Estudios regionales sobre transferen-
cias monetarias no contributivas para hogares con niñas, niños y adolescentes con
discapacidad, muestran que estos programas suelen diseñarse más como sustitutos
que como complementos de los servicios de apoyo, lo que termina por transformar
el tiempo y la disponibilidad de las mujeres en el principal «recurso ajustable» del
sistema de cuidados (Ullmann et al., 2020).
La literatura comparada sobre cuidados de larga duración en España que analiza-
ron Costa-Font et al. (2022), indican que el subsidio incrementa la probabilidad de que
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las familias mantengan arreglos basados en cuidado informal y aumenta la intensidad
del cuidado provisto por familiares, sin reducir la carga total asumida en los hogares.
En un estudio actualizado, Costa-Font y Vilaplana-Prieto (2023) compararon los efec-
tos de subsidios monetarios y servicios de apoyo domiciliario sobre la salud mental
de quienes cuidan a personas dependientes. Los resultados indican que los servi-
cios de respiro reducen la probabilidad de síntomas depresivos entre cuidadores con
más de cincuenta horas semanales de cuidado, mientras que los subsidios muestran
efectos positivos acotados y concentrados en quienes enfrentan cargas moderadas.
Otros trabajos comparativos señalan que los países que reconocen el cuidado a través
de derechos laborales especícos, como licencias pagadas para atender a familiares
mayores o enfermos, generan mejores condiciones para que las personas cuidadoras
mantengan su empleo y su bienestar económico (Heymann et al., 2023, 2024).
DESCRIPCIÓN DEL PROGRAMA
El fue creado en 2010 mediante el Decreto Ejecutivo 422, en el marco de la
Misión Solidaria Manuela Espejo y es el principal mecanismo de apoyo estatal a
hogares con personas con discapacidad severa, enfermedades catastrócas o raras,
o niñas, niños y adolescentes con /. Este programa combina un criterio de
focalización categórico con la vericación socioeconómica del Registro Social para
priorizar hogares en situación de pobreza o vulnerabilidad.
Según la documentación oficial del programa, la selección de beneficiarios
combina criterios médicos, socioeconómicos y procesos de vericación en territo-
rio. En primer lugar, la elegibilidad requiere la certicación de una condición de
discapacidad severa o de una enfermedad catastróca por parte de las autoridades
competentes. Se utiliza información del Registro Social para caracterizar la situación
socioeconómica del hogar y, posteriormente, equipos técnicos realizan visitas domici-
liarias o procesos de validación administrativa para vericaciones correspondientes.
A octubre de 2025, la población habilitada para recibir la transferencia fue de
48.524 usuarios, lo que representa un incremento absoluto de 4.249 personas (9,60%)
respecto a octubre de 2024 y un crecimiento acumulado de 5,9% desde enero del
mismo año. La distribución por sexo muestra que 22.290 beneciarios (45,94%) son
mujeres y 26.234 (54,06%) son hombres. La variación anual reeja un aumento de 1825
mujeres (8,92%) y 2424 hombres (10,18%) (Ministerio de Desarrollo Humano, 2025a).
Del total de usuarios con información de Registro Social a 2018, el 16,02% se
encuentra en extrema pobreza, el 53,68% en pobreza y el 30,29% en no pobreza. Los
hogares en extrema pobreza presentan un tamaño promedio de 3,03 miembros y
una escolaridad promedio de 2,14 años, mientras que los hogares pobres registran
un tamaño promedio de 5,88 miembros y 2,80 años de escolaridad (Ministerio de
Desarrollo Humano, 2025b).
El programa se articula con la oferta de servicios estatales para personas con
discapacidad, que comprende tres modalidades. La cobertura total de estos servi-
cios osciló entre 33.492 y 35.921 usuarios entre enero 2025 y octubre del mismo año.
La modalidad de atención en el hogar y la comunidad concentra más del 94% de
los usuarios, con 34.118 personas atendidas en octubre. En cambio, los centros de
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referencia cubrieron solo a 460 personas y los centros diurnos a 1343 (Ministerio de
Desarrollo Humano, 2025c).
A octubre 2025, el presupuesto anual destinado a los servicios de discapacidad
asciende a 24,7 millones, con un devengado de 17,8 millones (Ministerio de
Desarrollo Humano, 2025c). La brecha entre asignación y ejecución demuestra limi-
taciones estructurales para ampliar la oferta de cuidados formales, lo cual consolida
la dependencia del como principal instrumento de apoyo.
METODOLOGÍA
DATOS Y VARIABLES
En el análisis empírico se utiliza la Encuesta Nacional de Empleo, Desempleo y
Subempleo () anual para el período 2022-2024. La , levantada por
el Instituto Nacional de Estadística y Censos (), se basa en un diseño muestral
probabilístico representativo de la población (, 2024). Se construyó un pseu-
dopanel persona-hogar para 2022-2024, integrando las bases de personas y hogares
mediante un identicador común.
El análisis se restringe a personas desde los 15 años, es decir, población en edad
de trabajar. La unidad analítica del estudio son las personas cuidadoras identicadas
en la como receptoras del bono. Esta decisión responde a la forma en que
la encuesta observa el tratamiento, que permite identicar a la persona que percibe
la transferencia por realizar tareas de cuidado. A lo largo del artículo se utiliza con
frecuencia el término «cuidadoras» en femenino, debido a que tanto la literatura
especializada como la evidencia empírica disponible muestran una marcada femini-
zación del trabajo de cuidado. Con la información utilizada en esta investigación se
identica que alrededor del 76% de las personas cuidadoras que reciben el son
mujeres, lo que justica esta elección de lenguaje como una decisión analítica orien-
tada a visibilizar la distribución desigual del cuidado. Las estimaciones principales
utilizan la muestra emparejada 1:2 con reemplazo (n = 2387). Los modelos anuales
se estiman sobre 779 observaciones en 2022, 758 en 2023 y 850 en 2024.
Variables de resultado
Se utiliza el ingreso laboral como variable de resultado ya que nos acerca a los efectos
del sobre la autonomía económica de las personas cuidadoras (Wakabayashi y
Donato, 2005). Al trabajar con ingreso laboral y no con ingresos per cápita del hogar,
se pone el foco del análisis en la posición económica de la cuidadora dentro del hogar
y se evita mezclar el efecto del bono con otras fuentes de recursos.
Variable de tratamiento
La variable de tratamiento se construye a partir de la pregunta p77 recodicada como
trat, que identica personas que reciben el bono por el cuidado a una persona con
discapacidad en el hogar. Con base en ella se dene el indicador binario:
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(1)
El grupo tratado se conforma por personas cuidadoras que receptan el bono y el
grupo de control por personas comparables que no lo reciben.
Como se explicó anteriormente, el mecanismo de selección del programa
presenta desafíos importantes para su replicación en un modelo econométrico esti-
mado con encuestas de hogares como la , ya que varios de los criterios
utilizados en la selección administrativa no son observables de manera directa en la
base de datos. Entre ellos se encuentran la intensidad y las características de la depen-
dencia funcional de la persona cuidada, los resultados de las evaluaciones médicas
empleadas en el proceso de certicación, la información recabada en las visitas domi-
ciliarias y ciertos criterios operativos de validación aplicados por la administración
del programa. En consecuencia, la estrategia empírica aproxima la probabilidad de
recepción del bono mediante variables observables disponibles en la encuesta, pero
no reproduce de forma exacta el proceso administrativo de selección. En este marco,
el estudio se centra en las personas cuidadoras identicadas en la encuesta como
receptoras del bono y no en las personas cuidadas ni en el conjunto del hogar bene-
ciario, dado que el interés analítico se ubica en la situación económica y laboral de
quienes asumen directamente las tareas de cuidado.
Covariables del puntaje de propensión
El puntaje de propensión se estima mediante un modelo logit de la probabilidad de
recibir el bono condicionada a un conjunto de covariables de pretratamiento:
(2)
Las covariables incluidas se eligieron combinando criterios teóricos y evidencia empí-
rica sobre los determinantes del acceso a programas sociales y del ingreso laboral
en hogares cuidadores:
- mujer y edad² capturan el perl demográco de la potencial cuidadora, asociado
tanto a la división sexual del trabajo de cuidados como a las oportunidades labora-
les, dado que las mujeres de mediana edad concentran la mayor carga de cuidado
y enfrentan mayores penalizaciones laborales (Espinola et al., 2023; Jacob et al.,
2021; Schmitz y Westphal, 2017; Stanfors et al., 2019). En la estimación, la edad
se incorporó mediante una parametrización no lineal, retenida por su mejor
desempeño en términos de balance posemparejamiento (Ali et al., 2019; Austin,
2011; Belitser et al., 2011; Stuart, 2010).
- convive_pareja es una variable dicotómica que resume el estado conyugal efec-
tivo (casada/en unión libre vs. otras situaciones), ya que puede inuir en la
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disponibilidad de tiempo para trabajar y en la distribución de tareas de cuidado
dentro del hogar (Casado-Marín et al., 2011; Murillo et al., 2025).
- escol recoge los años de escolaridad acumulados, variable estudiada por su corre-
lación con las probabilidades de empleo formal e informal, el nivel de ingresos y
el conocimiento/uso de la oferta de protección social (Bauchet et al., 2018; Heger
y Korfhage, 2020).
- tam_cat (tamaño del hogar), n_ninos y n_mayores describen la composición del
hogar y la carga potencial de personas dependientes y la capacidad de cuidado
(Casado-Marín et al., 2011; Lee, 2024).
- seguro_bin indica si la persona declara aliación a algún sistema de seguridad
social. Esto inuye en su inserción previa a mercados laborales formales, su
nivel de vulnerabilidad y sus canales de información institucional (Auerbach et
al., 2005; Murillo et al., 2025).
- anio_f introduce efectos jos de año de la encuesta y captura cambios macroeco-
nómicos, normativos o administrativos que podrían afectar simultáneamente la
probabilidad de recibir el bono y el nivel de ingreso laboral, como suele hacerse
en evaluaciones de programas de protección social (Lee, 2024).
Todas estas variables describen características demográcas y de composición del
hogar, así como condiciones laborales y de aseguramiento observadas, pero que se
consideran causadas por procesos de mediano plazo, no directamente por la recep-
ción reciente del bono (Imbens y Wooldridge, 2009).
Control de robustez-Índice de privaciones del hogar
En consonancia con la metodología de conteo propuesta por Alkire y Foster (2011)
y replicando sin modicaciones la cha metodológica del (2019), se construye
para cada hogar i un índice de privaciones ci a partir de indicadores dicotómicos que
capturan carencias en cuatro dimensiones que consideran: educación, trabajo y segu-
ridad social, salud/agua/alimentación y hábitat/vivienda/ambiente. Cada dimensión
es ponderada de modo que ci resume la intensidad de privaciones del hogar más allá
de la sola dimensión monetaria.
Debido a que la literatura de evaluación causal recomienda priorizar covariables
de línea de base o pretratamiento, se distingue conceptualmente entre dos usos del
índice. Por un lado, sus componentes más estructurales y relativamente inerciales
en el corto plazo: como educación del hogar, características de la vivienda, acceso a
servicios básicos y condiciones habitacionales, que pueden interpretarse como con-
diciones preexistentes del hogar y, por tanto, como un control válido de desventaja
estructural pretratamiento. Por otro lado, la versión completa del índice, al incor-
porar dimensiones ligadas a trabajo y seguridad social, podría incluir componentes
potencialmente afectados por el tratamiento o cercanos al resultado laboral de inte-
rés. Por esta razón y según las recomendaciones metodológicas disponibles en la
literatura (Alkire et al., 2015; Puente De La Vega et al., 2024), en lugar de interpretarlo
estrictamente como covariable pretratamiento en todas sus dimensiones, se utilizó
su versión estandarizada como control contextual de robustez.
Al incorporar este índice continuo se capturan diferencias en restricciones estruc-
turales entre hogares con y sin bono, aumentando la robustez de las estimaciones
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de efectos y reduciendo la probabilidad de sesgos por variables omitidas asociadas a
condiciones de vida (Alkire et al., 2015; Puente De La Vega et al., 2024).
ESTRATEGIA DE IDENTIFICACIÓN Y EMPAREJAMIENTO POR PUNTAJE DE PROPENSIÓN
La participación en el genera un problema de selección que impide interpretar
una comparación simple de promedios como efecto causal (Forttes Valdivia, 2020).
Para atenuar este sesgo se recurre a una estrategia cuasiexperimental basada en el
emparejamiento por puntaje de propensión (propensity score matching, ) (Aus-
tin, 2011; Caliendo y Kopeinig, 2008; Rosenbaum y Rubin, 1983).
En el marco de resultados potenciales, sea Y1 el ingreso laboral que una persona
tendría si su hogar recibe el bono y Y0 el ingreso en ausencia del bono; el tratamiento
se representa por . El parámetro de interés es el efecto promedio del trata-
miento sobre las tratadas (), , que se identica bajo el supuesto
de ignorabilidad condicional y soporte común:
(3)
donde X es el vector de covariables observadas. Bajo estas condiciones, el puede
estimarse comparando tratadas y controles con valores similares del puntaje de
propensión
El puntaje se estima mediante un modelo logit que incluye covariables de pre-
tratamiento mencionadas anteriormente.
Una vez estimado el puntaje de propensión, se implementa un esquema de nearest
neighbor matching 1:2 con reemplazo utilizando el paquete MatchIt en R, de modo que
cada persona tratada se empareja con el o los controles más cercanos en términos de
(Ho et al., 2007; Rosenbaum y Rubin, 1983). Para evitar comparaciones entre contextos
temporales heterogéneos, el algoritmo impone además coincidencia exacta por año de
encuesta (2022, 2023 o 2024), esto bajo las indicaciones del manejo de covariables clave
(Leite, 2017; Stuart, 2010). El modelo logit incorpora los factores de expansión (fexp)
como pesos muestrales, siguiendo la recomendación de conservar la estructura de diseño
en encuestas complejas (DuGo et al., 2014; Lenis et al., 2019; Ridgeway et al., 2015).
MODELO DE EVALUACIÓN
En la muestra emparejada, el efecto del bono se estima a través del efecto medio del
tratamiento sobre las observaciones tratadas () (Stuart, 2010). En términos fun-
cionales, el modelo base se expresa como:
(4)
donde Yi es el ingreso laboral individual, Di indica si la persona pertenece a un hogar
que recibe el bono y mide el efecto promedio del programa sobre el log ingreso
(Manning & Mullahy, 2001). A partir de , el efecto se interpreta como un cam-
bio porcentual en el ingreso laboral mediante la transformación ,
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coherente con el uso de modelos log-lineales en presencia de distribuciones sesga-
das (Gertler et al., 2017).
En la práctica se estiman modelos en niveles y en logaritmos,
trabajando siempre con una versión depurada del ingreso y excluyendo observaciones
faltantes o implausibles. Todas las estimaciones incorporan los pesos generados por
match.data(), que combinan el factor muestral original (fexp) con los factores deri-
vados del emparejamiento con reemplazo, de modo que el reeje tanto el diseño
de la como la reponderación introducida por el (DuGo et al., 2014).
Además del modelo base, se estiman varias especicaciones de robustez. En primer
lugar, se incorpora el índice de privaciones del hogar () como covariable continua:
(5)
o en su versión estandarizada, . En esta especicación, sigue interpretándose
como el efecto promedio del bono sobre el log ingreso laboral, pero ahora condicio-
nado por el nivel de privaciones multidimensionales del hogar. La inclusión de
no corrige un sesgo adicional de selección, pues el ya controló por un conjunto
amplio de características pretratamiento, sino que actúa como un control de con-
texto que reduce la varianza residual y aporta robustez frente a posibles diferencias
de composición no capturadas completamente por las covariables del puntaje (Alkire
et al., 2015; Ho et al., 2007; Rubin, 1979).
Sobre esta base, se construye además un conjunto de estimaciones por año,
replicando el modelo
(6)
de manera separada para 2022, 2023 y 2024. Esto permite explorar la estabilidad
intertemporal del efecto del bono y vericar si la magnitud de se mantiene relati-
vamente consistente o si, por el contrario, se intensica o se debilita en un contexto
de deterioro económico y de cambios en la política social.
Como ejercicio adicional de robustez, se replica todo el modelo sobre una mues-
tra recortada sin outliers de ingreso laboral, utilizando un umbral construido a partir
del rango intercuartílico (Manning y Mullahy, 2001). Los resultados muestran que la
dirección y el orden de magnitud del se mantienen, lo que refuerza la interpre-
tación de los efectos como robustos frente a valores extremos.
RESULTADOS
ANÁLISIS DEL EMPAREJAMIENTO
La estrategia de emparejamiento mediante puntaje de propensión mejora de forma
sustantiva la comparabilidad entre los grupos (ver Figura 1).
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Figura 1. Diferencias estandarizadas antes y después del emparejamiento
Fuente: - acumulada 2022-2024. Elaboración propia.
El diagnóstico de balance mediante diferencias estandarizadas de medias ()
conrma esta mejora. Antes del emparejamiento, varias covariables presentan des-
equilibrios importantes: el de la distancia ( lineal) alcanza alrededor de 0,74
en valor absoluto y la escolaridad presenta un cercano a 0,72, mientras que otras
variables demográcas y del hogar exhiben diferencias entre 0,16 y 0,53 en valor
absoluto. Luego del emparejamiento, todas las covariables incluidas en el modelo
presentan diferencias estandarizadas inferiores a 0,07 y la máxima residual es de
aproximadamente 0,069. Todas las covariables presentan diferencias estandarizadas
bajas (ver Figura 1). El procedimiento de permite construir una muestra empa-
rejada en la que el grupo tratado y el de comparación son altamente comparables en
términos observables, lo que refuerza la plausibilidad del supuesto de ignorabilidad
condicional (Rosenbaum y Rubin, 1983; Stuart, 2010) (ver Tabla 1).
Tabla 1. Estadísticas descriptivas antes y después del emparejamiento
Mujer 39.2% 76.3% 79.4% 76.3%
Edad 42.11 (14.65) 50.11 (12.41) 48.74 (14.62) 50.11 (12.41)
Años de escolaridad 11.11 (4.64) 8.23 (4.00) 8.48 (4.25) 8.23 (4.00)
Convive con pareja 57.5% 41.4% 38.2% 41.4%
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Número de niños/as 1.20 (1.31) 1.05 (1.24) 1.04 (1.15) 1.05 (1.24)
Número de adultos
mayores 0.27 (0.57) 0.43 (0.67) 0.39 (0.62) 0.43 (0.67)
Tiene seguro social 38.2% 14.9% 15.4% 14.9%
Índice de privaciones
() 0.26 (0.16) 0.33 (0.14) 0.31 (0.13) 0.33 (0.14)
Ingreso laboral 456.81 (398.87) 178.75 (164.58) 282.56 (262.54) 178.75 (164.58)
Log ingreso laboral 5.75 (0.97) 4.75 (1.02) 5.22 (1.02) 4.75 (1.02)
Nota: Para variables continuas se reporta media y desviación estándar entre paréntesis; para variables dicotómicas, proporcio-
nes. La muestra post corresponde al emparejamiento por puntaje de propensión. Cálculos propios con base en ,
acumulada 2022-2024.
En las estadísticas descriptivas presentadas en la tabla 1 se identica una mejora sig-
nicativa del balance. Antes del emparejamiento, las personas tratadas diferían de
manera marcada del grupo de control en variables críticas para la inserción labo-
ral y la organización del cuidado: presentaban una mayor proporción de mujeres,
mayor edad, menor escolaridad, menor cobertura de seguro social, mayores priva-
ciones del hogar y niveles de ingreso laboral considerablemente más bajos. Después
del matching, estas diferencias se reducen bastante en las covariables utilizadas para
estimar el puntaje de propensión, lo que conrma una mayor comparabilidad entre
grupos. En consistencia metodológica, las brechas en ingreso laboral persisten tras
el emparejamiento, dado que esta variable constituye precisamente el resultado de
interés del análisis (ver Figura 2).
Figura 2. Distribución del Propensity Score antes y después del emparejamiento
Fuente: - acumulada 2022-2024. Elaboración propia.
Al inspeccionar el propensity score, se capta una mejora en la comparabilidad entre
grupos tras el emparejamiento. En la muestra original, el grupo de control presentaba
una distribución fuertemente concentrada en valores cercanos a cero, mientras que
Efectos del Bono Joaquín Gallegos Lara en el ingreso de las cuidadoras en Ecuador (2022-2024)
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el grupo tratado se ubicaba en niveles bastante más altos del puntaje de propensión.
Esta diferencia se reeja en la mediana del propensity score, que fue de 0,00089 para
los controles y de 0,00411 para los tratados, así como en el percentil 95, de 0,00682 y
0,01460, respectivamente (ver Tabla 2).
Tabla 2. Diagnósticos de balance y soporte común del emparejamiento por puntaje de propensión
: () : ()
n_post 2,387 1,696
ESS_total 491.6 427.4
max |SMD| post 0.069 0.103
prop |SMD|<0.10 1.000 0.929
Rubin B post (w) 1.727 2.486
Rubin R post (w) 1.122 1.049
Rubin B post (no w) 1.430 0.000
Rubin R post (no w) 1.003 1.000
Overlap PS (pre) [0.000151; 0.03459] [0.000151; 0.03459]
Overlap PS (post) [0.000151; 0.03459] [0.000151; 0.03459]
Nota: Cálculos propios con base en , acumulada 2022-2024.
La tabla 2 muestra que la especicación principal de vecino más cercano 1:2 con
reemplazo ofrece un mejor desempeño global que la alternativa 1:1 sin reemplazo.
En particular, preserva un mayor número de observaciones emparejadas (2.387
frente a 1.696) y un mayor tamaño muestral efectivo ( = 491,6 frente a 427,4), al
tiempo que alcanza un mejor balance postemparejamiento: la diferencia estandari-
zada máxima se reduce a 0,069 y la totalidad de las covariables queda por debajo del
umbral convencional de , mientras que en la especicación de robus-
tez el desbalance máximo asciende a 0,103 y esta proporción se reduce a 0,929. Las
estadísticas de Rubin ponderadas también se mantienen en rangos compatibles con
un balance adecuado en ambos casos, aunque con mejor desempeño relativo del
esquema 1:2 con reemplazo. El rango de soporte común del puntaje de propensión
se mantiene consistente antes y después del emparejamiento, lo que indica que la
comparación se realiza dentro de un espacio de observación común. En conjunto,
estos resultados respaldan la elección del emparejamiento 1:2 con reemplazo como
especicación principal del análisis.
EFECTO DEL SOBRE EL INGRESO LABORAL DE LAS CUIDADORAS
La tabla 3 resume los modelos de efecto del bono sobre el logaritmo del ingreso labo-
ral individual: las especicaciones (1)-(5) se estiman para 2022-2024 y las (6)-(8) por
año. En todos los casos el coeciente del tratamiento es negativo, de gran magnitud y
estadísticamente signicativo al 1%, lo que indica que quienes viven en hogares con
bono presentan ingresos laborales sustancialmente menores que sus contrapartes
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no beneciarias, incluso controlando por privaciones multidimensionales y efectos
de tiempo (ver Tabla 3).
Tabla 3. Resultados modelos y efectos promedio del bono sobre el ingreso laboral
Variable (1) Sin CI (2) + CI_std (3) + CI_std (sin
outliers)
(4) + CI_std +
FE año (5) 2022 (6) 2023 (7) 2024
Tratamiento (trat) -0.468*** -0.419*** -0.363*** -0.417*** -0.397*** -0.473*** -0.351***
(0.078) (0.074) (0.074) (0.073) (0.144) (0.129) (0.114)
Índice de privaciones
(CI_std)
-0.323*** -0.267*** -0.327*** -0.359*** -0.368*** -0.245***
(0.041) (0.041) (0.039) (0.068) (0.075) (0.057)
Año = 2023 0.199**
(0.096)
Año = 2024 0.178*
(0.099)
Constante 5.221*** 5.258*** 5.165*** 5.128*** 5.125*** 5.357*** 5.278***
(0.052) (0.052) (0.051) (0.084) (0.101) (0.074) (0.086)
Observaciones 2,387 2,387 2,274 2,387 779 758 850
R 0.043 0.142 0.107 0.149 0.152 0.215 0.078
Efecto % del tratamiento -37.4% -34.2% -30.4% -34.1% -32.8% -37.7% -29.6%
IC 95% efecto % [-46.2%; -27.0%] [-43.1%; -23.9%] [-39.8%; -19.6%] [-42.9%; -23.9%] [-49.3%; -10.9%] [-51.6%; -19.8%] [-43.7%; -12.0%]
Notas: Errores estándar entre paréntesis. Los asteriscos señalan el nivel de signicancia estadística del coeciente: *** indica sig-
nicancia al 1% (p<0,01), ** al 5% (p<0,05) y * al 10% (p<0,10). Fuente: , acumulada 2022-2024. Elaboración propia.
En el modelo más parsimonioso (1), sin controles adicionales, el coeciente del
tratamiento es -0,468, lo que equivale a una caída promedio del ingreso laboral de
aproximadamente 37,4% entre cuidadoras con bono y cuidadoras sin bono, con un
intervalo de conanza al 95% entre -46,2% y -27,0%. Al incorporar el índice de caren-
cias estandarizado del hogar ( est.) en el modelo (2), la magnitud del efecto se
reduce levemente a -0,419, pero sigue implicando una brecha de -34,2 % (95%:
-43,1%; -23,9 %).
Con nes de robustez, se incorporó una especicación adicional en la que se exclu-
yen los valores atípicos del ingreso laboral, a n de vericar si los resultados principales
se mantienen ante la presencia de observaciones extremas. Este modelo sin outliers
(3) produce un coeciente de -0,363, equivalente a una diferencia de -30,4 % (95 %:
-39,8%; -19,6%). Finalmente, al añadir efectos jos de año el modelo (4), el efecto esti-
mado se sitúa en -0,417, es decir, una reducción de -34,1 % en el ingreso laboral (%:
-42,9 %; -23,9 %). La comparación entre estas especicaciones sugiere que, más allá
de los ajustes por privaciones del hogar, variaciones temporales y valores extremos,
el hallazgo principal se mantiene: la recepción del bono se asocia de manera consis-
tente con menores ingresos laborales entre las personas cuidadoras, en magnitudes
cercanas al 30-37%. Sin embargo, esta relación no debe interpretarse como causal en
sentido estricto, dado que el controla solo por características observables.
El índice de carencias estandarizado ( est.) muestra coecientes negativos y
altamente signicativos en todos los modelos donde se incluye. En la especicación
agregada con tiempo (4), un aumento de una desviación estándar en el índice de pri-
vaciones se asocia con una caída del orden de 27-28 % en el ingreso laboral, lo que
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conrma la existencia de un fuerte gradiente de desigualdad vinculado a las condi-
ciones estructurales del hogar. La inclusión de est. mejora de manera apreciable el
ajuste global de los modelos: el R pasa de 0,043 en el modelo (1) a 0,142 en el modelo
(2) y alcanza 0,149 en el modelo (4) cuando se incorporan también efectos de año.
Aunque los niveles de R siguen siendo moderados, el incremento reeja que las pri-
vaciones multidimensionales capturan una parte relevante de la heterogeneidad en
los ingresos observados (ver Figura 3).
Figura 3. Efecto del bono sobre ingreso laboral (%) por año
Fuente: - acumulada 2022-2024. Elaboración propia.
Los coecientes de las variables de tiempo en el modelo (4) indican, además, que
existe una tendencia general al aumento del ingreso laboral entre 2022 y 2024, común
a tratadas y controles: los años 2023 y 2024 presentan efectos positivos y signicati-
vos respecto a 2022 (0,199 y 0,178, respectivamente). Al estimar modelos separados
por año (columnas 5-7) se observa que el efecto del bono se mantiene en todos los
periodos, aunque su magnitud varía: en 2022 el coeciente de tratamiento es -0,397
(-32,8%), se profundiza a -0,473 (-37,7%) en 2023 y se reduce a -0,351 (-29,6%) en 2024.
Estos resultados sugieren que, si bien la penalización laboral asociada al bono es per-
sistente, su intensidad podría estar modulada por cambios macroeconómicos o de
política social a lo largo del periodo analizado (ver Figura 4).
Josué Puma y Carolina Peña
REVISTA ECONOMÍA , mayo 2026 | pISSN | eISSN 2697-3332 43
Figura 4. Ingreso laboral esperado según privaciones por grupo de tratamiento
Fuente: - acumulada 2022-2024. Elaboración propia.
La propuesta econométrica presentada hace evidente un patrón: el bono de discapa-
cidad está asociado a niveles signicativamente menores de ingreso laboral para las
personas cuidadoras, y esta brecha se mantiene estable frente a distintas especica-
ciones y procedimientos de robustez. La combinación de un efecto de tratamiento de
gran magnitud, coecientes de est. igualmente, relevantes y mejoras sistemáticas
en el ajuste de los modelos refuerza la interpretación de que los arreglos de cuidado
vinculados al bono operan como un mecanismo estructural de restricción de la inser-
ción laboral y de la generación de ingresos en los hogares beneciarios.
Se destaca el análisis conjunto del ingreso laboral y el índice de privaciones, ya
que habilita a la interpretación de los valores estimados. Se advierte una posible pena-
lización asociada al bono de discapacidad sobre el ingreso laboral de las cuidadoras
que no se concentra exclusivamente en los hogares más pobres ni desaparece en los
hogares con menos privaciones, sino que es consistente a lo largo de la distribución
del . Esto empata con la intuición teórica de que el tiempo de cuidado asociado al
bono actúa como una restricción estructural sobre la inserción laboral y la generación
de ingresos de las cuidadoras, incluso una vez controladas las privaciones multidi-
mensionales del hogar y las diferencias observables entre grupos.
CONCLUSIONES
Los resultados indican una vez construida una muestra comparable mediante empare-
jamiento por puntaje de propensión, el recibir el por el cuidado de una persona
con discapacidad en el hogar se asocia de forma consistente con niveles signica-
tivamente menores de ingreso laboral para las personas cuidadoras. El efecto se
Efectos del Bono Joaquín Gallegos Lara en el ingreso de las cuidadoras en Ecuador (2022-2024)
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mantiene cuando se introducen controles por privaciones multidimensionales, se
omiten valores extremos de ingreso y se incorporan efectos jos de tiempo, lo cual
sugiere un patrón consistente de asociación bajo diferentes supuestos de control.
La inclusión del índice de carencias estandarizado permite advertir que la brecha
observada en el ingreso laboral no parece explicarse únicamente porque los hogares
con bono presenten mayores niveles de pobreza. El _est denota la existencia de
una fuerte asociación negativa con el ingreso laboral. El coeciente del tratamiento
guarda consistente incluso una vez que se controla por estas privaciones del hogar.
El análisis conjunto del ingreso y del sugiere que la brecha estimada y asociada
al bono no se concentra únicamente en los hogares más pobres ni desaparece en
los hogares relativamente menos carenciados. Es decir, que el tiempo de cuidado
asociado a la discapacidad parece funcionar como un condicionante estructural de
la inserción laboral más allá del gradiente de bienestar (Elson, 2005; Folbre, 2001;
Razavi, 2007; Rodríguez Enríquez, 2012).
El efecto estimado del bono evoluciona a lo largo del tiempo, es elevado en 2022,
se intensica en 2023 y se reduce parcialmente en 2024, sin perder signicancia esta-
dística, cambiar de signo o presentar diferencias abruptas entre los valores anuales
estimados. Los resultados son compatibles con un contexto en el que el mercado
laboral muestra cierta recuperación agregada, pero donde las personas cuidadoras
que reciben el continúan rezagadas respecto a sus contrapartes no benecia-
rias. Se puede señalar que la brecha se modula por la variación temporal, pero no
desaparece. En lugar de un efecto coyuntural, lo que se observa es la persistencia
de una posible penalización laboral consistente con arreglos de cuidados intensivos
dentro del hogar asociados al bono.
Desde la perspectiva de la literatura sobre transferencias monetarias condi-
cionadas y género, los resultados resuenan con las advertencias de Chant, (2008) y
Molyneux, (2006) sobre la feminización de la obligación en las políticas de protección
social. Aunque el no es una clásica, comparte con ellas un rasgo neurál-
gico que es el reconocimiento a las mujeres como guras clave para la gestión del
bienestar del hogar, pero no transforma de manera equivalente la oferta de servicios
públicos ni los derechos laborales que permitirían redistribuir el tiempo de cuidado.
La evidencia presentada se sitúa en la misma dirección que los hallazgos de
estudios sobre en Argentina, Familias en Acción en Colombia o programas de
discapacidad en la región, donde las transferencias alivian restricciones de liquidez,
pero tienden a consolidar la permanencia de las mujeres en el espacio doméstico y
la especialización en tareas de cuidado (Garganta et al., 2017; Marcillo et al., 2021;
Ullmann et al., 2020). La experiencia comparada de Costa-Font et al. (2022) y Cos-
ta-Font y Vilaplana-Prieto (2023) robustece esta lectura al mostrar que los subsidios
a cuidadores tienden a reforzar arreglos basados en cuidado informal cuando no se
acompañan de servicios formales y licencias adecuadas.
En el caso ecuatoriano, esta lógica se inserta en un marco jurídico que reconoce
formalmente a las personas con discapacidad como grupo de atención prioritaria.
El artículo 35 de la Constitución establece que las personas adultas mayores, niñas,
niños y adolescentes, mujeres embarazadas, personas con discapacidad, personas
privadas de libertad y quienes padecen enfermedades catastrócas o de alta comple-
jidad deben recibir atención prioritaria y especializada, al igual que las personas en
situación de riesgo o víctimas de violencia (Constitución de la República del Ecuador,
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2008). Sin embargo, la normativa, las políticas, los planes y los proyectos suelen omi-
tir que quienes sostienen cotidianamente a buena parte de esta población son las
personas cuidadoras, en su mayoría mujeres.
La sobrecarga de trabajo doméstico y de cuidados genera el denominado síndrome
del cuidador(a) comprendido como un conjunto de síntomas físicos, mentales y emo-
cionales vinculados al exceso de fatiga, a la compasión y al cuidado sin descanso (Cruz
y Cardona, 2007). En el caso de las cuidadoras de personas con discapacidad o con
enfermedades catastrócas, la dedicación suele ser prácticamente exclusiva y las con-
dicionalidades implícitas o explícitas de las transferencias no contributivas llegan a
reforzar este encierro. Si la persona cuidadora realiza otra actividad remunerada, existe
el riesgo de perder el benecio. Bajo este criterio del programa, se asume una disponi-
bilidad innita de tiempo, pero en la práctica las cuidadoras ocupan gran parte de su
jornada en el cuidado y el valor que reciben se destina principalmente a cubrir las nece-
sidades de la persona dependiente, más que a reconocer su propio tiempo y trabajo.
En este contexto, el dista de ser un mecanismo que expande las capacida-
des económicas de las cuidadoras y se instituye como un instrumento que se asocia
con la persistencia de arreglos de cuidado intensivo dentro del hogar, con costos sig-
nicativos en términos de ingreso laboral. En línea con los debates regionales sobre
Sistemas Nacionales de Cuidados (), los resultados aquí esbozados regresan el
foco hacia la necesidad de desplazarnos de un modelo meramente compensatorio
hacia uno de corresponsabilidad ampliada.
Este giro guarda una base teórica y empírica con las «R» de la agenda feminista
del cuidado: reconocer, redistribuir, reducir, representar y remunerar el trabajo
doméstico y de cuidados. Reconocer no solo a las personas con discapacidad como
titulares de derechos, sino también el aporte (tiempo de trabajo) de quienes sostienen
cotidianamente su bienestar. Redistribuir el cuidado entre Estado, mercado, comuni-
dad y familias, de manera que deje de ser una actividad asociada casi exclusivamente
a las mujeres. Reducir la carga de trabajo no remunerado mediante presencia insti-
tucional que provea servicios, infraestructura y tiempo garantizado. Representar en
las conversaciones y transformaciones sociales y políticas a las trabajadoras remu-
neradas de la economía del cuidado, con mejoras sustantivas en sus condiciones
laborales y de protección social, dado que su contribución al sostenimiento de la vida
continúa siendo central y, al mismo tiempo, invisibilizada.
Aunque el emparejamiento por puntaje de propensión permite construir gru-
pos comparables en términos de características observables, el alcance inferencial
del ejercicio debe acotarse. Las estimaciones reportadas no suponen impacto y no
deben leerse como efectos causales estrictos, sino como efectos estimados bajo el
supuesto de selección entre personas cuidadoras caracterizadas por variables obser-
vables, dado que la estrategia empírica no descarta por completo la inuencia de
factores no observados.
Al comparar los resultados con la literatura de la región, cabe matizar que mien-
tras la mayor parte de la evidencia disponible estima efectos sobre participación,
horas o formalidad en programas orientados a hogares con niños (Bastagli et al.,
2019), este artículo examina ingresos laborales de personas cuidadoras en el marco de
una transferencia asociada al cuidado de alta dependencia. No existe una diferencia
comparable, el resultado expresa que el costo laboral propio del cuidado puede ser
Efectos del Bono Joaquín Gallegos Lara en el ingreso de las cuidadoras en Ecuador (2022-2024)
REVISTA ECONOMÍA , mayo 2026 | pISSN | eISSN 2697-333246
intenso cuando la transferencia monetaria se implementa en contextos de elevada
carga de cuidado y limitada provisión institucional de servicios de apoyo.
Los efectos estimados de esta investigación pueden situarse en diálogo con la
evidencia ya presentada inicialmente. En el propio Ecuador, Guerrero Jara (2009)
encontró que las transferencias monetarias se asociaban con una reducción en las
horas de trabajo remunerado de las mujeres y un aumento del tiempo dedicado al
trabajo doméstico y de cuidado. En Argentina, Garganta et al. (2017) identican caí-
das en la participación laboral femenina entre potenciales beneciarias de la .
En Brasil, De Brauw et al. (2015) reportan reacomodos entre trabajo remunerado y
no remunerado al interior de los hogares. Y en un país más cercano como Colom-
bia, Marcillo et al. (2021) muestran que las transferencias trastocan la distribución
del trabajo no remunerado sin afectar la estructura inherente a la división sexual del
trabajo. Reiterando, el resultado encontrado aquí dialoga con la evidencia regional,
aunque la comparación no es estrictamente equivalente en magnitudes, dado que
este estudio examina ingresos laborales de personas cuidadoras en un programa aso-
ciado al cuidado intensivo de alta dependencia.
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