Colocación ADE y cotización posterior: modelo de variable instrumental
Construcción, resultados y límites de interpretación
Secretaría Distrital de Desarrollo Económico
Octubre de 2026
1 Propósito y lectura del resultado
Esta nota documenta un ejercicio de variable instrumental (IV) para estudiar si obtener una colocación registrada por la Agencia Distrital de Empleo (ADE) se relaciona con más meses posteriores de cotización formal. Explica de dónde salen las variables, cómo se construyó el instrumento, qué significa cada estimación y qué supuestos faltan por examinar antes de usar lenguaje causal definitivo.
El resultado principal es 1,115 meses adicionales de cotización entre los meses 4 y 12 posteriores a la remisión para la colocación que varía con la propensión del asesor, con intervalo convencional del 95 % de [0,261; 1,968]. La cifra no significa que cada persona colocada permanezca 1,115 meses más con la empresa inicial. La variable de resultado suma meses con cualquier cotización PILA, sin importar el aportante. La lectura como efecto causal local depende, entre otras condiciones, de que la asignación al asesor sea comparable y de que el asesor no influya en la cotización posterior por vías distintas de la colocación y el emparejamiento que esta genera. Esas condiciones no quedan demostradas por los resultados estadísticos de esta nota.
La estrategia se aplica solo a personas de modalidad
REMITIDO. En la modalidad
AUTOPOSTULADO ASISTIDO no se encontró una primera etapa
suficientemente informativa para aplicar el mismo diseño.
2 Pregunta y secuencia de observación
Para cada persona se identifica una fecha de remisión ADE. Se pregunta si obtuvo al menos una colocación registrada en los 90 días siguientes. Después se cuenta en cuántos de los nueve meses que van del mes 4 al mes 12 posteriores a la remisión aparece una cotización PILA. Así se separa la ventana en la que puede ocurrir la colocación de la ventana usada para medir formalidad posterior.
Este resultado toma valores de 0 a 9. Una persona puede cotizar durante esos meses con la empresa de colocación, con otra empresa o como independiente. El análisis no mide directamente estabilidad en la firma inicial, calidad del puesto ni salario.
Una comparación simple entre personas colocadas y no colocadas sería difícil de interpretar: podrían llegar a la ADE con distinta experiencia, edad, empleabilidad o trayectorias previas. El IV intenta aprovechar diferencias en la propensión histórica de colocación de los asesores para aislar una parte de la variación en obtener una colocación. Que esa variación sea válida para inferir causalidad requiere una evaluación institucional y empírica adicional.
3 Fuentes, columnas y unidad de análisis
Se utilizaron dos bases del proyecto ADE–PILA:
| Fuente | Columnas usadas | Función en el análisis |
|---|---|---|
working/pila_remitidos_sisben.dta |
num_documento, fecha_remision,
correo_agente_reititio, punto_atencion,
tipo_remision |
Identificar persona, primera remisión válida, asesor y celda de
comparación. correo_agente_reititio es el nombre literal de
la columna en el archivo. |
| La misma base | cruza[mes][año] entre enero de 2023 y julio de
2025 |
Contar meses de cotización antes y después de la remisión. En los
nombres de las columnas, febrero aparece como febero. |
| La misma base | edad_calculada, sexo, grupo,
niv_educativo |
Controles o pruebas de balance. niv_educativo solo se
usa para evaluar disponibilidad de información; no entra como nivel
educativo en la especificación principal. |
COLOCADOSVF.dta |
num_documento, FechaColocación,
CódigoVacante |
Identificar colocaciones registradas y, en una prueba de sensibilidad, coincidencia con la vacante de remisión. |
| Base de remisiones | codigo_vacante |
Comparar con CódigoVacante en la prueba de misma
vacante. |
La base de remisiones tiene 96.724 filas, de las cuales 96.723 tienen documentos válidos distintos; no hay repetición de documentos válidos. La base de colocaciones tiene 54.599 filas y 46.627 documentos distintos, por lo que una persona puede aparecer varias veces en ella. Para que numerador y denominador del instrumento sean comparables, las colocaciones se transforman en un indicador por persona: vale 1 si hay al menos una colocación dentro de la ventana y 0 en caso contrario. Una persona con dos o más filas de colocación sigue contando una sola vez.
Se conserva la primera remisión válida por
documento, definida por la fecha de remisión más temprana entre
los registros con documento, fecha y asesor disponibles. Posteriormente
se restringe la muestra a quienes tienen
tipo_remision == "REMITIDO". Por tanto, si la primera
remisión válida de alguien pertenece a otra modalidad, una remisión
REMITIDO posterior de esa misma persona no entra al
análisis principal.
El nombre de la base de remisiones incluye «SISBÉN», pero tener cruce SISBÉN no es requisito para entrar. La muestra principal incluye personas con y sin esa información.
3.1 Construcción de tratamiento y resultado
Colocación (tratamiento). Para cada persona se identifica la fecha de su primera remisión válida. Se considera colocada si aparece al menos una colocación registrada en los 90 días siguientes, incluida la propia fecha de remisión. Si tiene varias colocaciones en ese plazo, cuenta una sola vez. La definición principal admite cualquier colocación del registro de ADE para esa persona en la ventana, aunque su código de vacante no coincida con el de la remisión inicial. Una prueba de sensibilidad exige esa coincidencia.
Permanencia en la formalidad (resultado). Se cuenta
en cuántos de los nueve meses comprendidos entre el mes 4 y el
mes 12 después de la remisión aparece la persona cotizando en
PILA. Por ejemplo, si cotiza en cinco de esos nueve meses, su resultado
es 5 meses. Puede tomar cualquier valor entre 0 y 9. Se
utiliza la información mensual de las columnas cruza....
Los meses fuera del rango de observación disponible no se tratan como
ausencia de cotización: la estimación principal exige que los
nueve meses de seguimiento sean observables.
4 Construcción del instrumento
El instrumento es la propensión de colocación del asesor: el porcentaje de las otras personas remitidas por ese asesor que obtuvo una colocación dentro de 90 días. Para calcularla para una persona, se excluyen ella y las demás personas atendidas por el mismo asesor en su misma celda de punto de atención × fecha de remisión × modalidad. Por ejemplo, si fuera de esa celda el asesor remitió 100 personas y 25 se colocaron en 90 días, la propensión asignada a la persona es 25 %. Este procedimiento se denomina leave-cell-out.
La misma regla se escribe así para la persona \(i\):
\[ Z_i= \frac{\sum_{j:\,a(j)=a(i),\,c(j)\neq c(i)}D_j} {\sum_{j:\,a(j)=a(i),\,c(j)\neq c(i)}1}. \]
Aquí \(Z_i\) es la propensión de colocación del asesor asignada a esa persona; \(a(i)\) identifica a su asesor; \(c(i)\) identifica su celda de punto, fecha y modalidad; y \(D_j\) vale 1 si otra persona \(j\) se colocó dentro de 90 días y 0 si no. La condición \(c(j)\neq c(i)\) deja fuera del cálculo a todas las personas que ese asesor atendió en la misma celda que la persona \(i\).
El numerador cuenta otras personas del asesor colocadas dentro de 90 días. El denominador cuenta otras personas remitidas por ese asesor. No es una razón entre número de eventos de colocación y número de atenciones. Excluir la celda completa evita que el resultado de la propia persona, o el de otras personas atendidas por ese asesor en ese mismo punto y día, determine mecánicamente su instrumento. Esta exclusión por sí sola no convierte en aleatoria la asignación de asesores.
El cálculo de la propensión del asesor utiliza 77.980
personas REMITIDO con primera remisión válida
entre enero de 2024 y junio de 2025, incluidas personas sin cruce SISBÉN
y personas que no tienen los nueve meses de seguimiento posterior.
Después se forma una muestra más restringida para estimar el efecto. En
esta implementación, la propensión asignada a una persona remitida en
2024 puede incorporar la experiencia de otras personas remitidas
posteriormente, hasta 2025. Es una elección de construcción que conviene
revisar junto con una versión basada solo en información anterior o
contemporánea.
En la muestra final, tras excluir la celda propia, cada propensión se apoya en entre 54 y 6.648 otras personas del asesor (mediana: 1.991). Solo se conservan asesores con al menos 50 remisiones en el cálculo y celdas con al menos dos asesores observados. Los errores estándar se agrupan por asesor, porque muchas personas comparten la misma fuente de variación en la propensión del asesor.
5 Muestra de estimación y especificación
La muestra principal contiene 27.953 personas, remitidas entre el 2 de enero y el 31 de julio de 2024, con seguimiento completo de los meses 4 a 12. Se observan 52 asesores y 182 celdas de punto × fecha × modalidad. El 24,69 % obtuvo al menos una colocación en 90 días; el promedio del resultado es 3,39 de los 9 meses. El 47,65 % tiene cruce SISBÉN y el 52,35 % no lo tiene.
El análisis estima tres relaciones. Primero, comprueba si las personas atendidas por asesores con mayor propensión de colocación tienen más probabilidad de ser colocadas en 90 días (primera etapa). Segundo, comprueba si esa propensión se relaciona con más meses de cotización posteriores (forma reducida). Tercero, combina ambas relaciones para estimar cuántos meses adicionales se asocian con la colocación que varía según la propensión del asesor (variable instrumental, o IV/2SLS).
Las ecuaciones correspondientes son:
\[ \begin{aligned} \text{Primera etapa: } D_i &= \alpha+\pi Z_i+X_i'\beta+\gamma_{c(i)}+u_i,\\ \text{Forma reducida: } Y_i &= \delta+\rho Z_i+X_i'\theta+\gamma_{c(i)}+v_i,\\ \text{Segunda etapa (IV/2SLS): } Y_i &= \mu+\tau\widehat D_i+X_i'\lambda+\gamma_{c(i)}+\varepsilon_i. \end{aligned} \]
En estas fórmulas, \(D_i\) indica si la persona fue colocada en 90 días; \(Y_i\) es su número de meses cotizados del mes 4 al 12; y \(Z_i\) es la propensión de colocación de su asesor, calculada como se explicó arriba. La primera etapa estima cuánto cambia la probabilidad de colocación con esa propensión (\(\pi\)). La forma reducida estima cuánto cambian los meses cotizados con la misma propensión (\(\rho\)). En la segunda etapa, \(\widehat D_i\) es la parte de la colocación predicha por la primera etapa; su coeficiente \(\tau\) expresa el cambio estimado en meses cotizados asociado con esa colocación inducida. Los términos finales \(u_i\), \(v_i\) y \(\varepsilon_i\) recogen la parte que cada ecuación no explica.
En las tres ecuaciones, \(\gamma_{c(i)}\) representa la celda de comparación: se contrastan personas remitidas en el mismo punto, fecha y modalidad, pero atendidas por asesores con distinta propensión. \(X_i\) reúne las variables de ajuste: edad, sexo, pertenencia a SISBÉN A/B cuando se conoce, disponibilidad SISBÉN, meses cotizados en los doce meses previos y cotización en el mes anterior a la remisión. Los símbolos \(\alpha\), \(\delta\) y \(\mu\) son constantes; \(\beta\), \(\theta\) y \(\lambda\) son los coeficientes de las variables de ajuste. Para conservar personas con información faltante, la edad se reemplaza por la mediana y el sexo faltante por el promedio observado; SISBÉN A/B faltante se codifica como cero junto con un indicador de disponibilidad. En esta base, edad faltante y SISBÉN disponible son complementos perfectos, por lo que uno de esos indicadores se omite automáticamente por colinealidad: no son dos ajustes independientes.
Los efectos fijos y controles reducen diferencias observables, pero no corrigen por sí solos características no medidas ni prueban que dos personas comparadas hubieran tenido el mismo resultado bajo el otro asesor.
6 Resultados principales: qué significa cada coeficiente
| Relación | Coeficiente | IC 95 % | Lectura |
|---|---|---|---|
| Primera etapa: propensión del asesor y colocación | 0,543 | [0,307; 0,779] | Una diferencia de 10 puntos porcentuales en la propensión de colocación del asesor se asocia con 5,43 puntos porcentuales más de probabilidad de colocación en 90 días. |
| Forma reducida: propensión del asesor y cotización | 0,605 | [0,255; 0,956] | Una diferencia de 10 puntos porcentuales en la propensión de colocación del asesor se asocia con 0,0605 meses más de cotización entre los meses 4 y 12. |
| OLS ajustado: colocación y cotización | 0,464 | [0,321; 0,608] | Las personas colocadas registran 0,464 meses más de cotización que las no colocadas, después de los controles y efectos fijos. Es una asociación, no el resultado IV. |
| IV/2SLS: colocación inducida y cotización | 1,115 | [0,261; 1,968] | Bajo los supuestos del instrumento, una colocación que varía con la propensión del asesor añade aproximadamente 1,1 meses de cotización en la ventana de nueve meses. |
6.1 Primera etapa: ¿el asesor predice colocación?
El coeficiente 0,543 se expresa para el salto completo de una propensión de colocación del asesor de 0 % a 100 %. Ese salto extremo solo fija la escala del coeficiente. Una diferencia más fácil de interpretar es de 10 puntos porcentuales en la propensión del asesor: se asocia con 5,43 puntos porcentuales más de probabilidad de colocación. El estadístico F aproximado de primera etapa es 20,37; en este modelo con un instrumento se calculó como el cuadrado del estadístico \(t\) agrupado por asesor. Señala relevancia estadística del instrumento, no demuestra su independencia ni la restricción de exclusión.
La figura resume valores ajustados agrupados por niveles de propensión. Su pendiente positiva ilustra la primera etapa; cada punto agrupa personas, no representa un asesor individual.
6.2 Forma reducida: ¿el asesor predice formalidad posterior?
El coeficiente 0,605 también corresponde al salto completo de 0 % a 100 % en la propensión de colocación del asesor. Para una diferencia de 10 puntos porcentuales en esa propensión, la relación estimada es 0,0605 meses cotizados adicionales en la ventana de nueve meses. No significa seis meses y tampoco es el efecto de la colocación. Es la relación directa entre la propensión del asesor y el resultado posterior.
6.3 OLS e IV: ¿qué aporta la segunda etapa?
El OLS ajustado de 0,464 meses compara colocados y no colocados dentro de las celdas, controlando por las variables disponibles. Aun así, pueden existir diferencias no observadas entre ellos. No hay que interpretar que la diferencia entre 0,464 y 1,115 pruebe un sesgo específico: OLS e IV pueden ponderar personas diferentes y obedecer a distintos supuestos.
El IV/2SLS utiliza la parte de la colocación que predice la propensión de colocación del asesor. Con un instrumento y un tratamiento, el resultado de 1,115 meses se obtiene al dividir la relación de esa propensión con los meses cotizados (0,605) por su relación con la probabilidad de colocación (0,543):
\[ \widehat\tau_{IV}\approx\frac{\widehat\rho}{\widehat\pi} =\frac{0,605}{0,543}=1,115\text{ meses}. \]
La cifra aplica a la población cuya probabilidad de colocarse sí cambia con la propensión del asesor, si se cumplen independencia, exclusión y monotonicidad. Es un efecto local (LATE), no necesariamente el efecto promedio para todas las personas atendidas. Tampoco es un efecto «puro» de tener empleo manteniendo idénticas la empresa, la vacante y el emparejamiento: los asesores pueden gestionar conjuntos diferentes de vacantes.
7 Precisión estadística e inferencia
El intervalo convencional del 95 % para el IV es [0,261; 1,968] meses, con \(p=0,013\). Se agruparon los errores por 52 asesores, pues las observaciones que comparten asesor no son fuentes independientes de variación del instrumento.
Se hicieron dos comprobaciones adicionales:
| Prueba | Resultado | Qué aporta y qué no aporta |
|---|---|---|
| Anderson–Rubin, intervalo del 95 % | [0,425; 2,450] meses | Es una forma de inferencia válida aun si la primera etapa fuera débil. El intervalo es más ancho y excluye cero. No verifica la restricción de exclusión. |
| Wild cluster bootstrap restringido | \(p=0,016\) | Contrasta efecto nulo con 999 réplicas y pesos de Rademacher por asesor. Reconoce que la variación independiente se concentra en los asesores. No prueba asignación aleatoria. |
El punto muestra la estimación IV y las barras dos maneras de cuantificar incertidumbre. Los intervalos son amplios: el tamaño preciso del efecto es incierto, aunque ambas construcciones del intervalo excluyen cero bajo el modelo estimado.
8 Balance: ¿son comparables las personas atendidas por distintos asesores?
Se evaluó si la propensión de colocación del asesor se relaciona con características disponibles antes de la remisión, dentro de celdas de punto × fecha × modalidad. Para este ejercicio no se exigió seguimiento posterior completo; por eso sus tamaños muestrales no son los mismos 27.953 del IV principal. Los coeficientes de la tabla se dividieron por la desviación estándar de cada característica. Representan la diferencia estandarizada asociada al salto completo de 0 % a 100 % en la propensión del asesor; no son diferencias brutas entre dos grupos de asesores. Por ejemplo, el coeficiente de −0,296 en edad corresponde a aproximadamente −0,0296 desviaciones estándar para una diferencia de 10 puntos porcentuales en esa propensión.
| Característica previa | N disponible | Coeficiente estandarizado | IC 95 % | \(p\) |
|---|---|---|---|---|
| Edad | 34.292 | −0,296 | [−0,557; −0,034] | 0,030 |
| Mujer | 75.691 | −0,097 | [−0,381; 0,187] | 0,505 |
| SISBÉN A/B, entre quienes tienen cruce | 34.292 | −0,044 | [−0,178; 0,091] | 0,527 |
| Cruce SISBÉN disponible | 75.691 | −0,278 | [−0,369; −0,187] | <0,001 |
| Educación disponible | 75.691 | −0,278 | [−0,369; −0,187] | <0,001 |
| Meses cotizados en los 12 meses previos | 75.691 | 0,090 | [−0,135; 0,315] | 0,435 |
| Cotización en el mes anterior | 75.691 | −0,008 | [−0,190; 0,173] | 0,928 |
Los dos indicadores laborales anteriores no muestran una relación estadísticamente detectable con la propensión de colocación del asesor, lo que es una señal favorable. Sin embargo, edad y disponibilidad del cruce administrativo sí muestran diferencias. La educación aparece con el mismo patrón de disponibilidad del SISBÉN porque procede de ese cruce; no es una prueba independiente de balance educativo. En consecuencia, las comparaciones no se comportan como si la asignación a asesores fuera perfectamente aleatoria. La ausencia de significancia en otras variables tampoco demuestra igualdad en factores no observados.
9 ¿Cambian los resultados con otras definiciones?
Se recalculó el instrumento para cada ventana de tratamiento y para la coincidencia con la vacante de remisión. Las cifras siguientes son efectos IV en meses cotizados entre los meses 4 y 12; los intervalos se agrupan por asesor.
| Especificación | Personas | Efecto IV | IC 95 % | F aproximado |
|---|---|---|---|---|
| Colocación dentro de 30 días | 27.953 | 1,135 | [0,261; 2,010] | 19,03 |
| Colocación dentro de 60 días | 27.953 | 1,115 | [0,270; 1,960] | 20,91 |
| Colocación dentro de 90 días (principal) | 27.953 | 1,115 | [0,261; 1,968] | 20,37 |
| Colocación dentro de 120 días | 27.953 | 1,116 | [0,265; 1,967] | 20,33 |
| Coincide con la vacante remitida, 90 días | 27.953 | 1,063 | [0,276; 1,849] | 23,73 |
| Se excluye del instrumento todo el mes del asesor | 27.497 | 1,164 | [0,285; 2,044] | 18,68 |
| Sin cruce SISBÉN | 14.633 | 1,313 | [0,092; 2,535] | 16,98 |
| Con cruce SISBÉN | 13.320 | 0,930 | [0,234; 1,626] | 23,45 |
El signo y la magnitud general se mantienen al cambiar la ventana de colocación, exigir coincidencia con la vacante y excluir todo el mes del asesor. La estimación de «misma vacante» es útil porque la definición principal admite cualquier colocación registrada en 90 días; no obstante, depende de la calidad de los códigos de vacante. Los intervalos para personas con y sin cruce SISBÉN se superponen: la diferencia de 1,313 frente a 0,930 meses no demuestra que el efecto sea mayor entre quienes no tienen cruce. Esa comparación necesitaría una prueba formal de heterogeneidad.
Estas sensibilidades examinan decisiones de medición y muestra. No resuelven por sí solas los problemas posibles de asignación al asesor o de diferencias entre sus carteras de vacantes.
10 ¿Qué otras dimensiones de formalidad se observan?
Se estimó el mismo IV principal sobre resultados secundarios, manteniendo la muestra y el instrumento. La proporción de meses cotizados expresa el resultado principal en puntos porcentuales: 1,115 meses de 9 equivalen a 12,39 puntos porcentuales. Por tanto, no es una confirmación independiente, sino otra escala de la misma medida.
| Resultado entre meses 4 y 12 | Efecto IV | IC 95 % | \(p\) |
|---|---|---|---|
| Meses cotizados (principal) | 1,115 meses | [0,261; 1,968] | 0,013 |
| Proporción de los nueve meses cotizados | 12,39 pp | [2,90; 21,87] | 0,013 |
| Mayor racha consecutiva de cotización | 0,674 meses | [0,001; 1,348] | 0,055 |
| Cotiza en el mes 6 | 12,90 pp | [−0,07; 25,87] | 0,057 |
| Cotiza en el mes 12 | 9,40 pp | [−1,73; 20,53] | 0,104 |
El efecto acumulado sobre meses cotizados se estima con mayor precisión. La racha formal y los indicadores de cotización en un mes particular son positivos, pero sus valores \(p\) superan 0,05 y los intervalos de los meses 6 y 12 incluyen cero. El intervalo de la racha apenas supera cero porque se calculó con la aproximación \(\widehat\beta\pm1,96\,EE\), mientras que su valor \(p\) usa una distribución con grados de libertad asociados a los 52 asesores; esta diferencia en una estimación limítrofe no justifica declararla concluyente. Tampoco sería correcto afirmar que se ha demostrado un efecto puntual en los meses 6 o 12.
11 Condiciones para interpretar el IV como causal
Relevancia. Se verifica empíricamente en la primera etapa: la propensión predice colocación. Este es el supuesto mejor respaldado por los resultados observables.
Asignación aproximadamente independiente dentro de las celdas. Según la descripción institucional disponible, las personas se atienden en orden de llegada y no existe una especialización formal de asesores por perfil. Aun así, no se observan hora exacta, turno ni disponibilidad efectiva de asesores cuando llegó cada persona. El desequilibrio en edad y cobertura SISBÉN muestra que esta condición necesita más revisión; los efectos fijos de punto y día no la garantizan.
Restricción de exclusión. Para atribuir a la colocación el cambio posterior en cotización, la propensión del asesor no debería afectar el resultado por una vía independiente del tratamiento definido. No se informó capacitación diferencial ni acompañamiento posterior orientado a sostener el empleo; algunos seguimientos por correo se concentran en el proceso de selección. Sin embargo, cada asesor gestiona un conjunto de vacantes. Es posible que el tipo de empresas, vacantes o emparejamientos disponibles influya en la cotización posterior. Si así ocurre, la lectura defendible es el efecto del paquete de colocación y emparejamiento producido por la intermediación ADE, no el efecto aislado y universal de «tener un empleo» manteniendo todo lo demás constante.
Monotonicidad y población local. La interpretación LATE supone que mayor propensión del asesor no reduce sistemáticamente la colocación de unas personas mientras aumenta la de otras. El coeficiente IV describe a quienes cambian su posibilidad de colocarse con esta variación; no se puede extrapolar automáticamente a todos los usuarios de la ADE.
Tiempo usado para construir la propensión. El instrumento actual se calcula con experiencias de otros usuarios hasta junio de 2025, posteriores a muchas remisiones de 2024 de la muestra principal. La exclusión de la celda elimina el vínculo mecánico inmediato, pero una versión que use solo información disponible antes de cada remisión sería una comprobación adicional importante.
12 Conclusión para discusión
El ejercicio muestra una primera etapa relevante, una forma reducida positiva y una estimación IV de alrededor de 1,1 meses adicionales de cotización formal durante los nueve meses de seguimiento. El resultado principal conserva signo y orden de magnitud ante varias decisiones de medición, y su inferencia convencional, Anderson–Rubin y wild cluster bootstrap excluyen un efecto nulo bajo los modelos estimados.
La conclusión debe expresarse de forma condicionada: las estimaciones son evidencia cuasi experimental preliminar de que una colocación inducida por la variación entre asesores puede aumentar la formalidad posterior. Antes de presentarla como resultado causal central del artículo, corresponde revisar con detalle la asignación efectiva a asesores, el papel de las carteras de vacantes y una construcción temporal alternativa del instrumento. Ninguna prueba estadística presentada aquí sustituye esas comprobaciones.
Las cifras provienen del análisis de las bases ADE–PILA indicadas arriba. El archivo de R que reproduce la construcción de la muestra y las tres relaciones principales está disponible por separado para revisión técnica.