Ventaja Electoral De Incumbentes En Chile

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E C O N O M Í A TESIS de MAGÍSTER IInstituto N S T I de T Economía U T O D E DOCUMENTO DE TRABAJO 2012 Ventaja Electoral De Incumbentes En Chile: Evidencia Para Elecciones Municipales Cristi´ an Cuevas. www.economia.puc.cl PONTIFICIA UNIVERSIDAD CATOLICA DE CHILE INSTITUTO MAGISTER EN DE ECONOMIA ECONOMIA TESIS DE GRADO MAGISTER EN ECONOMIA Cuevas Valdés, Cristián Gustavo Enero, 2013 PONTIFICIA UNIVERSIDAD CATOLICA DE CHILE INSTITUTO MAGISTER EN DE ECONOMIA ECONOMIA VENTAJA ELECTORAL DE INCUMBENTES EN CHILE: EVIDENCIA PARA ELECCIONES MUNICIPALES Cristián Gustavo Cuevas Valdés Comisión Francisco Gallego Matías Tapia Rolf Lüders Gert Wagner José Díaz Jeanne Lafortune José Tessada Santiago, enero de 2013 Ventaja Electoral de Incumbentes en Chile: Evidencia para Elecciones Municipales Cristi´an G. Cuevas V.* Resumen Se explota el hecho de que la coalici´ on gobernante en una comuna cambia discontinuamente con el margen de victoria en la elecci´ on municipal. Esto permite el uso de un dise˜ no RD para identificar de manera insesgada el efecto del tratamiento “alcalde de la Concertaci´ on” sobre outcomes electorales y pol´ıticos a nivel municipal, s´ olo para aquellas comunas donde la elecci´ on se defini´o por estrecho margen. En esas comunas la asignaci´ on de la coalici´ on gobernante es cuasialeatoria, lo que permite la identificaci´ on de un LATE. En el periodo 2004-2008, se encuentra que la Concertaci´on tiene una ventaja electoral de entre un 37 y un 42 % de mayor probabilidad de ganar, y de entre un 13,5 y un 14,3 % en mayor cantidad de votos, en una comuna en la que es incumbente. Buscando una explicaci´ on, se muestra evidencia de que comunas con elecciones re˜ nidas en manos de la Concertaci´on recibieron el doble de porcentaje de fondos fiscales que las de la Alianza en programas de mejoramiento urbano y de servicios sanitarios, proporci´ on que se hace a´ un m´as considerable en a˜ nos electorales. Sin dejar de reconocer los m´ ultiples determinantes que pueden haber detr´as de la ventaja electoral encontrada, se plantea el apoyo discrecional del Gobierno como uno de indesmentible relevancia. * Agradezco en primer lugar a Jos´e Ignacio Llodr´ a, por cederme gratuitamente sus derechos de co-autor sobre una versi´ on previa de este trabajo. Agradecer tambi´en a todos los profesores de la comisi´ on de Cliometr´ıa, y especialmente el tiempo robado a Mat´ıas Tapia y Francisco Gallego. Fue muy u ´til tambi´en la oportuna conversaci´ on con Jaime Bellolio. Cualquier error es exclusiva culpa m´ıa. Contacto: [email protected] 1 1. Introducci´ on Por muchos a˜ nos, el consenso en econom´ıa pol´ıtica establec´ıa que el efecto del partidismo pol´ıtico sobre resultados econ´ omicos era nulo, o al menos muy limitado (Hotelling, 1929; Downs, 1957). Esta concordancia se sosten´ıa principalmente en las conclusiones del teorema del votante mediano (TVM) y la convergencia de pol´ıticas. Lo que esta corriente te´ orica plantea es que las elecciones se deciden de acuerdo a las preferencias del ciudadano que est´ a justo al medio del espectro de electores. Quien consigue su voto, obtiene el “cincuenta m´ as uno”, asumiendo una votaci´ on de tipo mayoritaria. Luego, en cualquier escenario electoral en que se enfrentan dos coaliciones o grupos, ambos buscan ofrecer aquella pol´ıtica que les haga ganar el voto de este individuo. Como consecuencia, ambos candidatos convergen en ofrecer exactamente lo mismo, independiente del color pol´ıtico, y ambos tienen exactamente la misma probabilidad de ganar una elecci´ on. Sin embargo, en los u ´ltimos a˜ nos un creciente cuerpo de evidencia ha mostrado que este resultado no se cumplir´ıa en los niveles m´ as amplios de gobierno. La literatura que ha estudiado el caso de EE.UU. muestra que a mayor proporci´ on de congresistas Dem´ ocratas en un Estado, mayor es el gasto per c´apita en asistencia familiar, y que es la afiliaci´ on a un partido pol´ıtico lo que explica la mayor parte de la variaci´ on en las votaciones del Congreso (Besley y Case, 2003; Lee et al., 2004; Albouy, 2009), lo que contradice la teor´ıa. Esta nueva evidencia ha surgido al alero de m´etodos econom´etricos desarrollados tambi´en durante la u ´ltima d´ecada. En efecto, en los u ´ltimos a˜ nos las ciencias sociales han reconocido la importancia fundamental de buscar dise˜ nos de investigaci´ on que permitan justificar efectos causales. Como consecuencia, gran parte de la literatura se ha movido a estudiar el uso de dise˜ nos cuasi-experimentales que aprovechen la existencia de aleatorizaciones en variables causales. En este contexto, ha cobrado gran popularidad el dise˜ no de Regresi´ on Discontinua (RD), que explota situaciones en las cuales unidades son asignadas a un tratamiento por medio de una regla arbitraria. En el ´ ambito de econom´ıa pol´ıtica, esta nueva metodolog´ıa ha dado el impulso al estudio de la influencia del partidismo pol´ıtico sobre la conducta electoral de los candidatos y en distintos outcomes de pol´ıtica sobre elecciones a nivel nacional y regional. Dentro de esta ´ area, se ha identificado en las elecciones decididas por estrecho margen una fuente de aleatorizaci´ on en la coalici´ on gobernante que permitir´ıa identificar efectos causales locales (LATE) sobre resultados electorales. Lee (2001, 2 2008) es el primero en aplicar esta estrategia, usando esta fuente de aleatorizaci´ on en el contexto de un dise˜ no RD para estimar la mayor probabilidad que tiene un candidato Dem´ ocrata que corre por la Casa de Representantes de salir electo, por el s´ olo hecho de ir a la reelecci´ on en su distrito, lo que a lo largo de este trabajo denominaremos como Efecto Incumbencia. La identificaci´ on de esta ventaja electoral ha constituido un nuevo cuestionamiento a las conclusiones de la teor´ıa presentada m´ as arriba. El inter´es siguiente se ha situado en estudiar las implicancias del partidismo pol´ıtico a nivel local (municipal y ciudades), puesto que aqu´ı los sistemas eleccionarios ser´ıan m´ as homog´eneos a trav´es de pa´ıses, adem´ as de que la distribuci´ on de preferencias y caracter´ısticas de los ciudadanos (electores) deber´ıan ser m´ as comparables. La evidencia se ha concentrado en el estudio de distintos resultados para EE.UU. y algunos pa´ıses de Europa pero, como se ver´ a, es muy dif´ıcil a´ un extraer conclusiones aplicables de modo general. En este contexto, el objetivo de esta investigaci´ on es, a partir de la estimaci´ on del mencionado efecto incumbencia a nivel local en Chile, explorar distintas causas que lo expliquen, y que est´en relacionadas con el efecto del partidismo pol´ıtico sobre resultados comunales y la aplicabilidad de la convergencia de pol´ıticas a nivel municipal, para las elecciones del 2008. Por medio del uso de la estrategia RD, en efecto, se encuentra, para aquellas municipalidades cuya elecci´ on se decidi´ o por pocos votos, que la Concertaci´ on tiene entre un 37 y un 42,6 % m´ as de probabilidad de ganar, y obtiene entre un 13,5 y un 14,3 % m´ as de votos en una comuna s´ olo por el hecho de ser la coalici´ on incumbente. La primera hip´ otesis que se plantea es que tal vez la Concertaci´ on en ese tipo de comunas presenta alcaldes con mejores capacidades que la Alianza. Con este fin, se analiza si una municipalidad en manos de cada una de las coaliciones presenta resultados estad´ısticamente distintos en cuanto a empleo, seguridad, educaci´ on municipal y aguinaldos a empleados (variables que en mayor o menor medida dependen de la gesti´ on del alcalde), para el periodo 2004-2008. Si bien algunas de estas variables son s´ olo proxys de gesti´ on, y quedan fuera otros ´ ambitos que ser´ıan de inter´es, las estimaciones arrojan una completa convergencia de resultados. En un segundo paso, se muestra evidencia de una significativa diferencia en el reparto de fondos por parte del Gobierno Central a las municipalidades en manos de su misma coalici´ on y que se ganaron por escaso margen de victoria. En efecto, para el mismo periodo, estas comunas de la Concertaci´ on recibieron el doble de fondos fiscales que las de la Alianza en programas de mejoramiento urbano y de servicios sanitarios, 3 proporci´ on que se hace a´ un m´ as considerable en a˜ nos electorales. Estas variables representan s´ olo un tipo de transferencias del Gobierno, pero tienen la ventaja de ser discrecionales y de tener impacto directo y de corto plazo en la vida de los vecinos. Sin dejar de reconocer los m´ ultiples determinantes que pueden haber detr´ as de la ventaja electoral encontrada, se plantea el apoyo del Gobierno como uno de indesmentible relevancia. El trabajo se estructura de la siguiente manera. En la pr´ oxima secci´ on, en una primera parte se motiva la teor´ıa que puede estar detr´ as de estos resultados, por medio de citar distintos modelos que puedan explicarlos, y luego se revisa la literatura emp´ırica pertinente, tanto nacional como internacional. La secci´ on 3 describe los datos y fuentes utilizadas, y la secci´ on 4 muestra los resultados y su discusi´ on. Por u ´ltimo, la secci´ on 5 concluye. 2. Marco de Referencia 2.1. Teor´ıa Es importante mencionar previamente que en el caso general donde hay un espacio de pol´ıticas multidimensional, el teorema del votante mediano puede no cumplirse. Luego, en un contexto donde estamos analizando un espectro de varias modalidades de transferencias y de variables de gesti´ on de los alcaldes, podemos tener divergencia de pol´ıticas y encontrar una primera explicaci´ on a nuestros resultados. Sin embargo, si tomamos cada pol´ıtica individualmente, existen una serie de mecanismos te´ oricos que permiten explicar la relaci´ on entre transferencias fiscales y resultados electorales, que es el fondo de la hip´ otesis central de este trabajo. En esta subsecci´ on se proponen tres modelos, cada uno de los cuales pone el acento en un aspecto distinto del entorno electoral, y que funcionan como marco te´ orico para el desarrollo emp´ırico de esta tesis. El objetivo en lo que sigue es s´ olo ilustrativo, ya que la metodolog´ıa empleada no nos permitir´ a averiguar exactamente cu´ al de las siguientes teor´ıas est´ a detr´ as de los resultados obtenidos. Acemoglu (2009, Cap. 4) hace un extenso desarrollo de modelos est´ aticos de votaci´ on. La hip´ otesis de esta tesis calza dentro de lo que este autor plantea como un juego en el cual dos coaliciones ofrecen al mismo tiempo sus pol´ıticas, con el fin de maximizar su utilidad esperada de llegar al poder. Si el votante mediano s´ olo toma en cuenta la utilidad directa que le reportan estas pol´ıticas, entonces el equilibrio de Nash de este juego simult´ aneo ser´ a que ambas coaliciones ofrecen exac4 tamente lo mismo, es decir, tenemos convergencia completa en pol´ıticas, ya sea en aquella m´ as preferida por el votante mediano, o en aquella preferida por la coalici´ on que est´e m´ as cerca de este ciudadano1 . Ahora bien, desde el momento en que el votante mediano introduce nuevos factores a su decisi´ on de por qui´en votar, este equilibrio puede romperse. Se asume una nueva funci´ on de utilidad para los votantes, donde adem´ as de la utilidad directa que le proporcionan las pol´ıticas ofrecidas, se incluye aditivamente un nuevo elemento cuya realizaci´ on es desconocida para los partidos. Por lo general se menciona el sesgo ideol´ ogico como el m´ as com´ un determinante de la decisi´ on de voto. As´ı, si a los electores no s´ olo les interesa el actuar del candidato, sino que tambi´en les importa la ideolog´ıa de quien gobierna, entonces en grupos muy ideologizados podemos encontrar divergencia, y distintas probabilidades de ganar para las coaliciones2 . En este marco, las transferencias fiscales a proyectos de infraestructura para las comunas puede ser visto como un nuevo elemento que entra dentro de la decisi´ on de voto del votante mediano. Si suponemos que los ciudadanos pueden conocer qui´en financi´ o cada bien p´ ublico, entonces adem´ as de la utilidad directa de lo ofrecido por cada candidato, valorar´ an tambi´en el que un alcalde sea af´ın a la coalici´ on de Gobierno. Mientras las coaliciones no conozcan la realizaci´ on de esta valoraci´ on, este nuevo elemento introducir´ a ruido y podr´ıa causar divergencia entre ambas. La Concertaci´ on podr´ıa diferenciarse por medio de ofrecer impl´ıcitamente su mayor cercan´ıa con el Gobierno Central. Alesina (1988) plantea un marco te´ orico enfatizando nuevos elementos. Su modelo se funda en las nociones de credibilidad de las promesas electorales y la racionalidad de los votantes, que conducen a inconsistencias din´ amicas de las coaliciones cuando enfrentan una elecci´ on. El desarrollo del modelo es el siguiente: durante las elecciones, los partidos tienen el incentivo a anunciar y ofrecer pol´ıticas 1 Cuando las pol´ıticas preferidas de cada coalici´ on est´ an en “lados opuestos” respecto a la del votante mediano, siempre tendremos convergencia de pol´ıticas en aquella m´ as deseada por este votante, independiente de si existen o no rentas por estar en el poder, puesto que siempre es preferible tener 50 % de posibilidades de ganar que no tener ninguna. Cuando est´ an “del mismo lado” respecto al votante mediano, entonces las pol´ıticas de ambas coaliciones coincidir´ an en aquella del votante mediano si es que existen rentas de llegar al poder; la intuici´ on de este resultado es que s´ olo con esas rentas los partidos se compensan por desviarse de sus pol´ıticas preferidas y ofrecer la preferida del votante mediano. En caso de no haber rentas, los partidos convergen a aquella pol´ıtica preferida por el que est´ a m´ as cercano al votante mediano. 2 El supuesto fundamental que est´ a detr´ as de estas conclusiones radica en la forma de la utilidad esperada que maximizan los partidos. En el primer caso, cuando el votante mediano s´ olo se fija en su utilidad directa, la probabilidad de llegar al poder es discontinua (0 o ´ 1), entonces lo mejor es ofrecer lo mismo y as´ı tener 50 % de probabilidades de ganar. Cuando se introduce sesgo ideol´ ogico, que no es conocido por los partidos, tenemos un escenario de voto probabil´ıstico donde se introduce ruido en la decisi´ on, y ahora la probabilidad se suaviza, y s´ı es diferenciable. Cada partido maximizar´ a su utilidad y ofrecer´ a algo m´ as cercano a su propia preferencia. 5 convergentes, que coincidan con las del votante mediano, pues con esto aumentan su probabilidad de ganar (similar al modelo anterior). Pero una vez electa, la coalici´ on ganadora no necesariamente puede estar comprometida con lo que ofreci´ o. Una vez en el poder el ganador tiene todos los incentivos a aplicar su pol´ıtica preferida, y no la que prometi´ o en la campa˜ na. Si los votantes son racionales, estar´ an prevenidos de este incentivo perverso. Luego, en este juego el u ´nico equilibrio posible es uno en que la convergencia es imposible, ambas coaliciones se desempe˜ nan de acuerdo a lo que cada una prefiere, y los votantes racionalmente esperan esto3 . Bajo este modelo, la hip´ otesis planteada en nuestro trabajo puede analizarse de una manera distinta. Los candidatos a alcalde de la Concertaci´ on y de la Alianza compiten en una elecci´ on, y durante la campa˜ na ofrecen sus pol´ıticas. Lo m´ as probable es que ambas coaliciones coincidan en aquellas obras de infraestructura que es necesario llevar a cabo o remodelar en la comuna, pues suponemos que ambas conocen las necesidades de sus electores. Si los votantes son racionales, saben que si bien ambos candidatos les ofrecen los mismos bienes p´ ublicos, uno de ellos tiene m´ as facilidad de obtener financiamiento de parte del Gobierno Central. Por mucho que la Alianza prometa lo mismo que la Concertaci´ on, una vez en el poder la probabilidad de que esa obra se lleve a cabo es mayor si es que esta u ´ltima es la que gana. Luego, en un juego de una elecci´ on la convergencia no es posible, y habr´ an distintas probabilidades de ganar. Por u ´ltimo, un tercer mecanismo te´ orico capaz de explicar la hip´ otesis de nuestro trabajo es aquel que se centra en los problemas de car´ acter informacional. Rogoff (1990) desarrolla esta idea mediante un modelo donde los individuos no son capaces de identificar ex-ante el tipo de individuo que es la autoridad, pero pueden luego determinarlo a trav´es de la actuaci´ on de la misma. En un contexto din´ amico, el manejo presupuestario puede surgir con el fin de se˜ nalizar la capacidad de gesti´ on del incumbente, que no es conocida de manera completa por los electores debido a asimetr´ıas de informaci´ on. Quien se presenta a la reelecci´ on tiene el incentivo de usar la pol´ıtica fiscal hacia usos que demuestren su competencia en la administraci´ on de los bienes p´ ublicos4 . Para los objetivos de esta tesis, este modelo se puede aplicar al esfuerzo de la Concertaci´ on por demostrar que sus alcaldes son m´ as capaces que los de la Alianza. Si es que efectivamente hubieran 3 La convergencia de pol´ıticas s´ olo aparecer´ıa como un caso extremo donde las coaliciones son completamente indiferentes a la cualidad de las pol´ıticas derivadas de la elecci´ on. 4 En equilibrio, sin embargo, los votantes pueden deducir la capacidad del incumbente por medio del grado en que distorsiona los impuestos y los gastos. 6 problemas de informaci´ on, y al momento de la elecci´ on los votantes no conocen si el incumbente es mejor opci´ on que el que le compite, entonces la Concertaci´ on puede usar recursos del Gobierno Central y destinarlos a proyectos de infraestructura con el fin de convencer a los ciudadanos de la buena gesti´on de su candidato que va a la reelecci´ on. Esto nos permitir´ıa explicar las altas tasas de reelecci´ on y la considerable ventaja electoral encontrada para esta coalici´ on. Una teor´ıa alternativa y parecida a esta u ´ltima es la de reciprocidad de los votantes, que menciona Gonz´ alez (2010) en el contexto de la influencia de la reforma agraria sobre la votaci´ on del partido gobernante. De acuerdo a esta teor´ıa, no es necesario afectar ninguna variable (ni pasada, presente o futura) y la Concertaci´ on recibe m´ as votos en aquellas comunas con m´ as infraestructura y bienes p´ ublicos. Los votantes evaluan al incumbente en base a esto puesto que puede ser una se˜ nalizaci´ on de mayor preocupaci´ on por los ciudadanos. Pero con el desarrollo emp´ırico subsiguiente se podr´ a ver que este mecanismo puede ser descartado en parte. 2.2. Revisi´ on de la Literatura El debate emp´ırico en torno al nivel hasta el que son aplicables las conclusiones de convergencia de pol´ıticas y convergencia en probabilidades de ganar es, como ya se mencion´ o, relativamente reciente. Lee (2001, 2008) es el primero en estimar el efecto incumbencia, y dedica su trabajo exclusivamente a su identificaci´ on. Encuentra que el partido Dem´ ocrata tiene 38,5 % m´ as de probabilidades de ganar un cupo en la C´ amara de Representantes en aquellos distritos en el que es incumbente. Si bien es la primera noci´ on que tenemos de este efecto, el trabajo no provee ninguna explicaci´on a la existencia de esta ventaja electoral, ni te´ orica ni emp´ırica. Uno de los pocos trabajos que ha explorado alguna explicaci´ on para la ventaja electoral es Ferraz y Finnan (2008). Estudian los problemas de informaci´ on como un posible canal que explique un efecto incumbencia, aunque no hagan referencia a ´el de manera expl´ıcita. Hacen uso de un programa de auditor´ıas aleatorias sobre gobiernos locales en Brasil como variaci´ on ex´ ogena que afecta la probabilidad de reelecci´ on. Encuentran que en aquellas localidades donde se encontr´ o mayor nivel de corrupci´on, y a la vez hab´ıa mayor cantidad de l´ıneas de radio (que pudieran hacer p´ ublicos los resultados de la auditor´ıa), la probabilidad de reelecci´ on cay´ o en un no despreciable monto de 32 %. Aparte de este, pr´ acticamente todos los trabajos que buscan una ventaja electoral, la encuentran, ya sea que analicen a nivel parlamentario o municipal, pero lo mencionan dentro de un conjunto 7 m´ as amplio de variables analizadas, siempre con el objetivo de ver hasta qu´e punto es aplicable la convergencia de pol´ıticas (y la consiguiente igualdad de probabilidades de ganar). El problema es que muchas veces el link entre todas estas variables analizadas no es muy claro. Uno de los principales inconvenientes de esta literatura es que los trabajos hasta el momento publicados difieren mucho en niveles de gobierno y en variables utilizadas, lo que dificulta en gran medida las comparaciones entre ellos y la generaci´ on de conclusiones generales. Adem´ as, no es claro hasta qu´e punto las caracter´ısticas del sistema pol´ıtico y electoral de cada pa´ıs afectan la validez externa de estos hallazgos. Ferreira y Gyourko (2009) analizan diferencias de resultados entre ciudades donde el mayor es Dem´ ocrata o Republicano. Usando el mismo dise˜ no RD documentan la existencia de una considerable divergencia en probabilidades de ganar, dado incumbencia (los Dem´ ocratas, s´ olo por ser incumbentes, tienen 32,3 % m´ as de probabilidades de salir electo, ya sea el mismo alcalde que se reelige u otro candidato del partido), pero a la vez encuentran una convergencia completa en pol´ıticas ofrecidas: ciudades gobernadas por ambos partidos presentan el mismo tama˜ no de gobierno, gasto p´ ublico y tasas de criminalidad, entre aquellas donde el partido Dem´ ocrata gan´ o por estrecho margen y aquellas donde perdi´ o por ese margen. Sin embargo, los autores no establecen ninguna relaci´ on entre estos dos resultados. Se limitan a presentarlos como dos hechos estilizados de las elecciones locales en EE.UU., pero por momentos no se ve ninguna explicaci´ on te´ orica de por qu´e los estiman juntos. A la hora de las conclusiones, s´ olo toman en cuenta la igualdad de resultados comunales, y afirman que la convergencia de pol´ıticas es s´ olo aplicable a nivel de ciudades, y no a niveles m´ as amplios. Pero no hacen ninguna menci´ on a la divergencia en probabilidades de ganar que presentaron al principio. No es posible encontrar gran cantidad de trabajos que presenten estimaciones del efecto incumbencia. Es un hecho que la literatura se ha movido m´ as a investigar las causas de la convergencia de pol´ıticas a nivel local que los determinantes de la ventaja electoral debido a incumbencia propiamente tal. El trabajo de Ferreira y Gyourko (2009) es s´ olo una muestra de ello. En efecto, entre las explicaciones que testean est´ a la competici´ on a la Tiebout, seg´ un lo cual no hay diferencias entre alcaldes de ambos partidos puesto que su gesti´ on est´ a restringida por la posibilidad de que los electores se muden a otra ciudad. Efectivamente eso puede explicar que todas las ciudades tengan el mismo ingreso o la misma tasa de criminalidad, pero no se ve c´ omo eso puede explicar la ventaja 8 electoral del partido Dem´ ocrata que ellos mismos encontraron. Marit Rehavi (2011) sigue este mismo camino. Ya que casi ning´ un trabajo se ha propuesto encontrar causas que expliquen el efecto incumbencia, la principal pregunta que intenta responder en su trabajo va dirigida hacia por qu´e tenemos que a nivel parlamentario el partido pol´ıtico de un congresista s´ı afecta el monto de recursos federales recibidos por el estado al que representa (Albouy 2009), y por otro, tenemos que el partido pol´ıtico no tiene ninguna influencia sobre la gesti´ on de los alcaldes (Ferreira y Gyourko, 2009) ni de los gobernadores (Leigh, 2008). Marit Rehavi afirma que quienes a partir de esto concluyen que el TVM es aplicable s´ olo a nivel local y no nacional est´ an equivocados, puesto que los trabajos mencionados no son comparables. Cuando un congresista vota, est´ a determinado por los tratos entre partidos, y su voto no necesariamente refleja sus preferencias. Es un escenario esencialmente distinto al que enfrenta la gesti´ on de un alcalde, donde s´ı se reflejan sus preferencias y las de sus electores. Para desarrollar un ´ ambito comparable, usa las votaciones de las legislaturas estatales, un estamento intermedio entre el parlamento y las alcald´ıas. En este punto estima el efecto incumbencia para las legislaturas, el que resulta ser de un 50 % de ventaja en probabilidad de ganar. Pero nuevamente no se introduce en explicaciones a esta cifra, sino que s´ olo lo presenta como un hecho estilizado. Si bien existen m´ as trabajos que se introducen en estos temas, ninguno de ellos nos proporciona una estimaci´ on expl´ıcita del efecto incumbencia ni explora en causas que expliquen sus resultados. Leigh (2008) estudia el grado de convergencia en 34 variables de gesti´ on de los gobernadores en EE.UU. En 26 de ellas no encuentra diferencias entre Dem´ ocratas y Republicanos, y sus conclusiones van s´ olo por el lado de reafirmar que ´estos se desempe˜ nan de manera muy poco idelogizada. Pettersson-Lidbom (2008), utilizando el dise˜ no RD, s´ı encuentra que la identidad de los partidos influye en la pol´ıtica fiscal y econ´ omica de las municipalidades en Suecia. Tambi´en usa la proporci´ on de votos como variable de asignaci´ on, y sus datos corresponden a un panel de variables para gobiernos locales en ese pa´ıs. Sus hallazgos son de una magnitud considerable: partidos de izquierda gastan entre 2 y 3 % m´ as y tienen 7 % menos de desempleo que gobiernos de derecha. Lo que se echa en falta es la exploraci´ on a alguna causa de sus resultados. Adem´ as, el autor reconoce que en Suecia la cantidad de partidos en competencia es mucho mayor que en EE.UU., y lo que ´el hace es agruparlos en dos grandes grupos, para llegar a un escenario bipartidista. No sabemos hasta 9 qu´e punto este hecho afecta su validez externa5 . Para el caso de Chile, hasta el momento no conocemos de ning´ un trabajo que estime el efecto incumbencia ni efectos de identidad pol´ıtica para ning´ un nivel de gobierno, ni tampoco que utilice el dise˜ no RD en este ´ ambito de la literatura. S´ı es posible encontrar estudios que buscan identificar emp´ıricamente distintos resultados de procesos electorales y sus relaciones con factores pol´ıticos y econ´ omicos en Chile. Sin embargo, son muy pocos los que se acercan al tema que interesa a esta investigaci´ on, y que pasamos a revisar a continuaci´ on6 . Tal vez lo m´ as cercano a nuestra pregunta de inter´es es el trabajo de N´ un ˜ez (2007). Estudia el impacto del gasto municipal sobre la reelecci´ on de un alcalde. Sus resultados indicar´ıan la existencia de un efecto positivo y significativo sobre el porcentaje de votaci´ on que obtiene un alcalde que se presenta a la reelecci´ on. Y lo que es m´ as llamativo a´ un: entre un 3 % y un 10 % de los alcaldes que efectivamente fueron reelectos, no lo habr´ıan conseguido de no aumentar el gasto en su municipalidad. Modela la elecci´ on en base a una relaci´ on principal-agente. El alcalde ser´ıa el agente, que posee conocimiento perfecto de sus capacidades, y el electorado ser´ıa el principal, que no tiene informaci´ on perfecta sobre la calidad del candidato, por lo que usa el gasto total municipal como herramienta de informaci´ on. Estima en dos etapas, para corregir la selecci´ on (s´ olo un grupo de alcaldes decide repostularse), y los resultados indican que un aumento de $1.000 en gasto por habitante de la comuna, aumenta el porcentaje de votos del alcalde en un 0,28 %. Sin embargo, la metodolog´ıa empleada dif´ıcilmente le permite estimar efectos causales, algo que nuestro uso de RD nos deber´ıa permitir encontrar. En efecto, estima el efecto del gasto total municipal por habitante mediante MCO en dos etapas. La justificaci´ on para esta metodolog´ıa reside en que un alcalde que prev´e una elecci´ on re˜ nida va a gastar m´ as en su comuna. Los instrumentos usados son el gasto comunal por habitante de las otras comunas de la misma regi´ on, y la diferencia 5 Bertrand y Kramarz (2002) abordan el tema de una manera muy novedosa para el caso de Francia. En 1973 se aprob´ o en Francia una ley que divid´ıa el rubro del retail en zonas, y todas las empresas del rubro que quer´ıan construir en esa zona deb´ıan conseguir el permiso del concejo a cargo de la zona. Estos concejos estaban formados por trabajadores, empresarios y pol´ıticos. Los autores usan variables instrumentales para ver el efecto de la identidad de los pol´ıticos del concejo sobre el n´ umero de permisos concedidos. Sus resultados s´ı muestran diferencias: a mayor representaci´ on del Partido Socialista en un concejo, aumenta el n´ umero de permisos concedidos. Tambi´en muestran que esto luego redunda en mayor empleo en la zona. Esto se explicar´ıa puesto que los partidos de derecha en Francia suelen recibir el apoyo de los trabajadores autoempleados, y no de los dependientes. 6 Entre los que se relacionan m´ as lejanamente, se encuentran Baland y Robinson (2008) y Gonz´ alez (2010). Los primeros estudian el efecto de la introducci´ on del voto secreto en 1958 sobre la votaci´ on de los partidos de derecha, y el segundo el efecto de la reforma agraria de la d´ecada de los ‘60 sobre la votaci´ on del partido gobernante. En ambos casos se encuentran efectos causales significativos. 10 entre los ingresos de la comuna y el ingreso por transferencias recibidas. Pero el problema de estos instrumentos es que las otras comunas de la regi´ on tambi´en pueden haber enfrentado una elecci´ on re˜ nida. De hecho, el autor se˜ nala la dificultad de encontrar un buen instrumento, y reconoce que la estimaci´ on por OLS es s´ olo una cota inferior para el efecto sobre votaciones. En un nivel menos local que el nuestro, Cerda y Vergara tienen dos trabajos del a˜ no 2005 en que analizan directamente c´ omo distintas variables econ´ omicas (subsidios y desempe˜ no macroecon´ omico) han afectado las elecciones presidenciales en Chile desde 1989. En el primero de ellos (2005a), los autores estudian el efecto de los subsidios gubernamentales (monetarios y no monetarios) sobre la votaci´ on del incumbente en las elecciones presidenciales llevadas a cabo entre 1989-2000. Los autores est´an al tanto tambi´en del posible efecto simult´ aneo que surge debido a que en elecciones m´ as re˜ nidas se espera que el incumbente gaste m´ as. Su variable dependiente es el porcentaje de votos de la Concertaci´ on, y la principal variable de inter´es es la fracci´ on de poblaci´ on en cada comuna que recibe un subsidio (no hab´ıa informaci´ on disponible de montos de subsidio para todas las comunas). Controlan por variables econ´ omicas y por caracter´ısticas de la comuna. Estiman un panel de datos incluyendo efectos fijos por comuna y tiempo. Al igual que N´ un ˜ez (2007), su estrategia de identificaci´ on es 2SLS. Para elegir el instrumento adecuado, asumen que las reglas espec´ıficas de entrega de subsidios no son afectadas directamente por el alcalde, sino que el alcalde afecta el gasto a partir de ellas. Por lo tanto, los dos instrumentos usados son fracci´ on de la poblaci´ on en los dos primeros deciles y el ingreso promedio de la comuna, puesto que ser´ıan los que determinar´ıan la regla de asignaci´ on de los subsidios. Sus resultados indicar´ıan que por cada voto, el candidato incumbente debi´ o gastar entre US$ 840 y US$ 960 en subsidios. Sin embargo, no se realiza ning´ un tipo de test de validez de instrumentos ni mucho menos de instrumentos d´ebiles. En el segundo trabajo (2005b), analizan c´ omo el desempe˜ no macroecon´ omico ha afectado las mismas elecciones presidenciales del estudio anterior. Su variable dependiente nuevamente es el porcentaje de votos de la Concertaci´ on, y usan un panel de datos para 228 municipalidades para las tres elecciones que hubo en el periodo: 1989, 1993 y 1999. Las principales variables explicativas que les importan son la tasa de desempleo y la brecha de producto, y controlan por caracter´ısticas demogr´ aficas de las municipalidades y por “otras variables pol´ıticas que pueden influir el voto de la gente”. El procedimiento es similar al estudio anterior, s´ olo que en vez de usar 2SLS directamente, 11 usan el estimador de Hausman y Taylor. Encuentran un efecto negativo y significativo de la tasa de desempleo, si bien la relaci´ on no es lineal. Entre 1989 y 2003 el desempleo promedio fue de un 8 %, y en base a los resultados, estiman que un alza de un 1 % reduce el porcentaje de votos del incumbente en un 0,4 %. Respecto a la brecha de producto, un aumento de un 1 % aumenta el porcentaje de votos en un 0,6 %. En 1993 la brecha era de un 4,7 %, mientras que en 1999 era de un -2 %, y esto explica gran parte de la ca´ıda de votos de la Concertaci´ on en 1999 (cerca de 4 puntos porcentuales). La presente investigaci´ on, por lo tanto, pretende ser un aporte a la literatura, al ser la primera en estudiar el efecto de los partidos pol´ıticos sobre outcomes econ´ omicos y el efecto incumbencia para Chile, proponiendo a la vez distintos marcos te´ oricos desde donde entender las causas de estos fen´ omenos y pruebas de validez a las estimaciones. 3. Datos 3.1. Resultados Electorales Los datos de resultados electorales fueron obtenidos del Sitio Hist´ orico Electoral del Ministerio del Interior (www.elecciones.gov.cl), donde se encuentran las votaciones para las elecciones presidenciales, parlamentarias y de alcaldes y concejales desde 1992 hasta la fecha, desagregadas por candidatos y pactos, y por regi´ on, distrito y comuna. Nuestra muestra s´ olo contiene las votaciones de alcaldes de los a˜ nos 2004 y 2008. Un hecho importante no nos permite hacer uso confiable de las elecciones anteriores. Para aquellas elecciones municipales anteriores al 2004, no hab´ıa una votaci´ on separada entre alcaldes y concejales. Todos los candidatos se presentaban a concejales, y la primera mayor´ıa se quedaba con el sill´ on alcaldicio. Siendo esta la situaci´ on, las coaliciones pol´ıticas presentaban varios candidatos cada una, lo que hace m´ as dif´ıcil la interpretaci´ on dada la metodolog´ıa empleada. En efecto, no podr´ıamos ser capaces de identificar el efecto del partidismo pol´ıtico, puesto que cada candidato compite contra individuos de su mismo partido. En este escenario, el margen de victoria (que ser´ a nuestra variable de asignaci´ on) puede no ser representativa de la situaci´ on real de la comuna, y puede estar fuertemente “ensuciada” por comportamientos estrat´egicos. Para ilustrar este punto puede ser u ´til un ejemplo. Supongamos que en una comuna la Concertaci´ on tiene 80 % de apoyo, pero presenta 8 candidatos. Si la Alianza pone todos sus recursos en apoyar un s´ olo candidato, gana la elecci´ on por el doble de votos que 12 Cuadro 1: Tasas de Reelecci´ on de Alcaldes (en %) Repostulan Reelegidos 2004 2008 90,3 79,1 59,8 49,5 Fuente: ver texto sus contrincantes (20 % contra el 10 % del resto de los candidatos). En este caso, queda claro que el margen de victoria (10 % a favor de la Alianza) no es representativo de la tendencia electoral de la comuna. Al final, tenemos resultados electorales para las 345 comunas dentro del pa´ıs. El Cuadro 1 presenta un resumen con las tasas de repostulaci´ on y reelecci´ on de alcaldes tomados individualmente. Si bien este trabajo estima el efecto incumbencia de la Concertaci´ on, este Cuadro es sugestivo puesto que nos permite suponer que detr´ as de estas tasas de reelecci´ on individual, debe existir una importante tasa de reelecci´ on de las coaliciones, que nos permita estimar una ventaja electoral significativa para la Concertaci´ on. Si bien se observa una baja para las u ´ltimas elecciones, para el periodo que estudia esta tesis casi la mitad de los alcaldes que se repostularon lograron reelegirse (a˜ no 2008). Estas cifras son a´ un m´ as considerables para la elecci´ on anterior, donde m´ as del 90 % decidi´ o repostularse y casi el 80 % logr´ o su objetivo. Detr´ as de la ca´ıda observada puede estar el hecho de la progresiva p´erdida de popularidad de la Concertaci´ on que comenz´ o en esos a˜ nos, y que pudo desincentivar la repostulaci´ on de varios alcaldes7 . A´ un as´ı, la permanencia promedio de un alcalde en su cargo es de 7,8 a˜ nos (tomando datos desde 1992), lo que representa casi dos periodos (una reelecci´ on). 3.2. Outcomes locales En la b´ usqueda de posibles mecanismos que expliquen el efecto incumbencia, la primera hip´ otesis que se plantea es que tal vez los alcaldes de la Concertaci´ on se desempe˜ nan significativamente mejor 7 De hecho, al a˜ no siguiente perdieron por primera vez la elecci´ on presidencial. Para que esta explicaci´ on fuera plausible deber´ıa ser cierto que la mayor´ıa de los alcaldes elegidos el 2004 era de la Concertaci´ on, para que as´ı la p´erdida de popularidad de esta coalici´ on fuera relevante en explicar las cifras. Esto se confirma ya que en 2004 los alcaldes concertacionistas eran 203 contra 104 de la Alianza. 13 que los de la Alianza. Esta hip´ otesis est´ a ´ıntimamente relacionada con el an´ alisis de si la identidad pol´ıtica del alcalde juega alg´ un rol en los resultados que muestran las comunas y la convergencia de pol´ıticas ofrecidas. Luego, debemos escoger variables que est´en directamente relacionadas con outcomes que afecten a los ciudadanos, y que a la vez est´en sujetas a la discrecionalidad directa del alcalde. Se eligieron variables que sean representativas de cuatro ´ ambitos de la gesti´ on comunal: empleo, seguridad, educaci´ on y aguinaldos pagados al personal de la municipaldad. La definici´ on de las variables y sus fuentes se describen a continuaci´ on. El Sistema Nacional de Informaci´ on Municipal (SINIM) es una fuente de informaci´ on dependiente del Ministerio del Interior que contiene series de datos a nivel comunal para cada a˜ no entre 2001 y 2011, para una extensa lista de variables que incluye ingresos y gastos de la municipalidad, recursos humanos, gesti´ on de la educaci´ on, salud, datos demogr´ aficos, de vivienda, etc. De aqu´ı se obtuvieron los datos para dos de nuestros outcomes de inter´es: proporci´ on de personas enviadas a un empleo, dentro de aquellas inscritas en la municipalidad para encontrar uno; y aguinaldos pagados al personal de la municipalidad, expresados en t´erminos reales (pesos chilenos a 2011). Cada municipalidad desarrolla programas de empleos, donde los habitantes pueden inscribirse y luego se les encuentra y son enviados a un empleo. Depender´ a de la gesti´ on de la municipalidad cu´ antas de estas personas son colocadas en un trabajo. Si bien puede ocurrir que sean enviadas a empleos especialmente creados por el alcalde, nuestros datos se refieren a personas enviadas a trabajos fuera del ´ ambito de la municipalidad. En cuanto a los aguinaldos, si bien es cierto que muchos aspectos del manejo del personal de la municipalidad est´ an regulados por ley (n´ umero de empleados de planta, l´ımites de remuneraciones, y hasta la misma obligaci´ on de pagar aguinaldos), el monto de ´estos u ´ltimos queda sujeto a la discrecionalidad del alcalde. El tercer outcome de inter´es se refiere a la gesti´ on del alcalde sobre la educaci´ on p´ ublica, que es la que depende de la municipalidad. Para esto se usa el promedio de puntajes SIMCE para Lenguaje y Matem´ aticas de este tipo de colegios en cada comuna, durante los a˜ nos entre 2004 y 2008. Los datos fueron obtenidos de www.simce.cl. La discrecionalidad del alcalde en este ´ ambito se justifica porque en general las municipalidades transfieren recursos propios a los colegios municipales, adem´ as de la subvenci´ on que les llega desde el Ministerio de Educaci´ on, y los destinan a prop´ ositos concretos de mejoramiento de la gesti´ on de las escuelas. Tanto estos fondos como la gesti´ on misma del alcalde y sus equipos pueden producir cambios significativos en la educaci´ on municipal. Desde la reforma de 14 principios de los ’80 que las municipalidades son las encargadas de gestionar las escuelas p´ ublicas. Tambi´en se estudia si es que alcaldes de la Concertaci´ on y de la Alianza tienen desempe˜ no distinto en cuanto a seguridad ciudadana. La variable que se estudiar´ a ser´ a el n´ umero de denuncias de delitos con violencia o intimidaci´ on por cada diez mil habitantes, para cada comuna8 . Los datos fueron obtenidos de www.seguridadpublica.gov.cl. Pueden plantearse algunas dudas respecto a cu´ anta influencia directa puede tener la municipalidad sobre las tasas de criminalidad, puesto que es m´ as com´ un pensar que ´estas dependan de la gesti´ on de Carabineros o incluso del gobierno central. Pero sabemos que mediante el programa “Comuna Segura”, por ejemplo, el Ministerio del Interior transfiere anualmente recursos a las municipalidades para que inviertan en seguridad. Depender´a luego del alcalde usar estos recursos en alumbrado p´ ublico o prevenci´ on de drogas, por ejemplo. Tambi´en se sabe de comunas que tienen planes de contrataci´ on de guardias municipales, cuya funci´ on es la de prevenir asaltos a casas y locales comerciales. Todos estos son ejemplos que pretenden ilustrar de qu´e manera un alcalde puede influir directamente en la seguridad de los habitantes de la comuna, y justificar la inclusi´ on de esta variable. No es el prop´ osito de esta tesis cuantificar cu´ anto se debe al alcalde y cu´anto a Carabineros, sino que solamente ver si existen diferencias debidas a la identidad pol´ıtica del jefe comunal. El Cuadro 2 presenta un cuadro descriptivo que muestra la diferencia de promedios para cada variable entre aquellas comunas en manos de la Concertaci´ on y de la Alianza e Independientes (desviaci´ on est´ andar entre par´entesis). Los datos corresponden al periodo bajo estudio (2004-2008). Mediante la estrategia RD, debi´eramos ser capaces de identificar el efecto causal de la identidad de la coalici´ on sobre estas diferencias. Este an´ alisis intenta abarcar el mayor n´ umero de ´ ambitos de la gesti´ on municipal, sujeto a la disponibilidad de datos y al requisito de que sean variables que dependan de la gesti´ on del alcalde. Si bien todos los indicadores reci´en presentados son relevantes para los alcaldes y los habitantes, hay algunos que quedan fuera y que ser´ıan de inter´es para el an´ alisis. Ambas restricciones mencionadas tuvieron mucha influencia en esto. Ser´ıa interesante tener datos que se refieran a la salud p´ ublica dentro de la comuna, alcance y calidad de vivienda, as´ı como aspectos culturales y recreacionales (´ areas verdes, etc.). Adem´ as, algunas de las variables presentadas son s´ olo proxys de la adecuada 8 Si bien es posible separar conceptualmente denuncias y victimizaci´ on, y un buen alcalde puede subir la primera y bajar la segunda, s´ olo se dispone de datos sobre denuncias, por lo que asumiremos que ´estas son buenas proxys y siguen uno a uno a las victimizaciones. 15 Cuadro 2: Estad´ısticas descriptivas Empleo Crimen Simce Leng. Simce Mat. Aguinaldos Concertaci´ on Alianza e Indptes 0,5322 (0,438) 133,83 (188,35) 250 (10,26) 238,09 (11,74) 7343,17 (9485,7) 0,5613 (0,601) 149,77 (248,21) 252,05 (12,4) 240,53 (16,28) 8742,19 (15223,2) Fuente: Ver texto gesti´ on del alcalde. Por ejemplo, podr´ıamos tener una mejor aproximaci´ on al manejo presupuestario de la comuna, puesto que los ingresos y gastos son muy variados, e influyen de manera distinta en la existencia de superavits o d´eficits. Aunque las variables presentadas no son pocas9 , no cabe duda de que todos estos otros indicadores podr´ıan enriquecer el an´ alisis. 3.3. Transferencias del Gobierno Central La segunda hip´ otesis corresponde a testear la posible “intervenci´ on” del Gobierno en aquellas municipalidades donde su coalici´ on es incumbente. Se postula que un determinante importante de la reelecci´ on de un alcalde puede ser el hecho de aparecer inaugurando obras o consiguiendo recursos para remodelaciones y mejoramiento de la comuna gracias a su cercan´ıa con el Gobierno, y que los electores se dan cuenta de que esta es la raz´ on. El Fondo Nacional de Desarrollo Regional (FNDR) es la principal variable bajo la discreci´ on del Gobierno Central para enviar recursos fiscales a las comunas. Los proyectos financiados son presentados principalmente por los municipios, luego se someten a evaluaci´ on t´ecnica y econ´ omica a cargo de organismos pertinentes (MIDEPLAN y SERPLAC), y luego son votados por el Consejo Regional. Una vez aprobado, los recursos son asignados bajo la coordinaci´ on de la Subsecretar´ıa de Desarrollo Regional (SUBDERE) y de la Direcci´ on de Presupuestos (DIPRES). 9 En efecto, Ferreira y Gyourko (2009) s´ olo analizan tres a ´mbitos. Petterson-Lidbom (2008) y Leigh (2008) poseen un n´ umero mucho mayor de variables, pero no todas ellas dependen de la gesti´ on directa del alcalde. 16 Los datos con los que se cuenta son el monto del FNDR destinado a proyectos de los sectores Educaci´ on y Salud para cada comuna, para los a˜ nos 2004 a 2008. En ese periodo, el monto promedio asignado por comuna fue de m´ as de $240.000.000 en educaci´ on y $94.000.000 aprox. en salud. Existen adem´ as otros dos caminos de asignaci´ on de recursos fiscales a las comunas, con grado de discrecionalidad del Gobierno Central, cuyo funcionamiento es similar al ya descrito para el FNDR. Se trata del Programa de Mejoramiento de Barrios (PMB) y el Programa de Mejoramiento Urbano y Equipaci´ on Comunal (PMU). El PMB es un programa social creado en 1998, administrado por la SUBDERE, que reparte recursos para la soluci´ on sanitaria de la poblaci´ on y la reducci´ on del d´eficit de cobertura de abastecimiento de agua y disposici´ on segura de aguas servidas. Entre los a˜ nos 2004 y 2008 se reparti´ o un promedio de m´ as de M$21.400.000 entre todas las municipalidades. El PMU se cre´ o en 1993 con el fin de colaborar en la generaci´ on de empleo y en la mejora de la calidad de vida de las comunas. Su objetivo es implementar proyectos de inversi´ on destinados a dotar de infraestructura menor y equipamiento comunitario a las municipalidades del pa´ıs, y cuya necesidad no est´ a cubierta por otras v´ıas de financiamiento por parte del Estado. En los u ´ltimos cinco a˜ nos se han repartido un total de $420 mil millones entre las 345 comunas del pa´ıs, destinados a la construcci´ on de plazas, multicanchas, veredas, pavimentaciones menores, paraderos de locomoci´ on colectiva y reparaci´ on de edificios municipales, entre otros10 . Es claro que estos programas no son los u ´nicos a trav´es de los cuales el Gobierno Central env´ıa recursos a las municipalidades. Los distintos ministerios tienen varios mecanismos por los cuales se pueden transferir fondos a las comunas, y que no quedan capturadas por las variables reci´en presentadas. Existen por ejemplo la construcci´ on de jardines infantiles a partir de 2006, los programas recreativos del SERNAM, la construcci´ on de hospitales p´ ublicos, y la construcci´ on y remodelaci´ on de estadios, por mencionar s´ olo algunos. Aunque varias obras de este tipo pueden ser capturadas por las medidas de FNDR (de ah´ı su inclusi´ on), un primer comentario que debe hacerse es que cualquiera de estos otros programas mencionados, para ser relevante en este trabajo, debe cumplir 10 En un d´ıptico entregado por la SUBDERE y publicado en su p´ agina web, en mayo de 2011, se describen los dos subprogramas que comprenden el PMU, que son: “1. Tradicional: el 75 % del presupuesto inicial es asignado a cada regi´ on por la SUBDERE en proporci´ on al n´ umero de desempleados y a las comunas que componen la regi´ on. Los Gobiernos Regionales definen e informan a la SUBDERE y las comunas beneficiadas respecto del marco presupuestario asignado mediante certificado del Consejo Regional. Solamente las comunas beneficiadas pueden postular proyectos a este subprograma. 2. Emergencia: el 25 % del presupuesto inicial lo asigna el Subsecretario de Desarrollo Regional y Administrativo a petici´ on de los Intendentes. A trav´es de los alcaldes, los municipios podr´ an elaborar y presentar uno o m´ as proyectos que cumplan con las condiciones establecidas en el marco regulatorio del Programa (Decreto N°946)”. 17 con la restricci´ on de caer bajo la discreci´ on del Gobierno, y no estar regulado externamente (por ley, decreto, etc.). Segundo, el an´ alisis se podr´ıa enriquecer si se incluyeran m´ as de este tipo de programas, pero el alcance y la escala de muchos de ´estos no permiten aplicar estimaciones econom´etricas robustas, como en el caso de hospitales o estadios, pero s´ı pueden servir con fines ilustrativos, como se hace en el siguiente apartado11 . En varias de estas obras de gran envergadura pueden pasar varios a˜ nos entre el anuncio y su inauguraci´ on, y no sabemos en qu´e medida influye cada una de estas etapas. Consideramos que las obras de infraestructura vecinal son de alto impacto para los habitantes de una comuna, y pueden tener influencia directa y de corto plazo en el resultado de una elecci´ on. Por lo tanto, tanto el PMU como el PMB deber´ıan ser buenas proxys de la preferencia del Estado por apoyar electoralmente a determinadas comunas con proyectos de alta visibilidad para los vecinos. Estadios Bicentenario Como apoyo preliminar a esta hip´ otesis, se presenta a continuaci´ on la asignaci´ on de aquellas comunas beneficiadas con la remodelaci´ on de sus Estadios de f´ utbol, llevada a cabo a partir del 2007. Ese a˜ no, el Gobierno anunci´ o la construcci´ on de la Red de Estadios Bicentenario, con el objetivo m´ as amplio de fomentar el desarrollo del deporte, y el objetivo m´ as concreto de llevar cabo en Chile el Mundial Femenino Sub-20 de 2008, y preparar a Chile como un candidato competitivo para ser la sede de la Copa Am´erica 2015. Se form´ o una Comisi´ on que deb´ıa elaborar una propuesta de implementaci´ on, lo que inclu´ıa la elecci´ on de las cuatro comunas que saldr´ıan beneficiadas. Cuatro a˜ nos despu´es, y con un cambio de la coalici´ on gobernante en marzo de 2010, en 2011 se anunci´ o el Plan Chilestadios, que en uno de sus programas contempla la remodelaci´ on de 7 estadios regionales, dejando dos m´ as para una segunda etapa. Nuevamente la elecci´ on de las comunas beneficiadas qued´ o en manos exclusivas del Gobierno. Si postulamos que el Gobierno tiende a apoyar a comunas en manos de su coalici´ on, este resulta ser un buen ejercicio, puesto que ambos programas coincidentemente se anunciaron en el a˜ no previo a las elecciones municipales12 . El Cuadro 3 muestra 11 Respecto a los hospitales p´ ublicos, en la edici´ on impresa de El Mercurio, del 20 de diciembre de 2012, en la p´ agina C14, se lee: “Tres comunas compiten por albergar nuevo hospital del norte de Santiago. Las municipalidades de Renca, Colina y Lampa ya presentaron al Ministerio de Salud los pa˜ nos disponibles en sus terrenos para construir el recinto asistencial que apoyar´ a al Hospital San Jos´e”. Coincidentemente, estas tres comunas tienen alcaldes de la misma coalici´ on del Gobierno (Alianza). 12 En diciembre de 2008, reci´en ocurrida la elecci´ on municipal bajo estudio (octubre de ese a˜ no), se anunci´ o una segunda fase de remodelaci´ on de estadios con miras al Bicentenario. De 10 comunas elegidas, 3 de ellas ten´ıan un alcalde de la Concertaci´ on. De las otras 7, tres correspond´ıan a comunas donde la Concertaci´ on acababa de perder a su alcalde. Pero, con todo, por la fecha del anuncio y su implementaci´ on, no debiera revestir mayor relevancia para 18 Cuadro 3: Asignaci´ on de Estadios nuevos Comuna Red de Estadios Bicentenario 2007-2008 Coalici´ on Coquimbo La Florida Chill´ an Temuco Concertaci´ on Alianza Concertaci´ on Concertaci´ on Plan Chilestadios 2011-2012 Comuna Coalici´ on Antofagasta Calama La Serena Vi˜ na del Mar Valpara´ıso Rancagua Concepci´ on Independiente Independiente Concertaci´ on Alianza Alianza Alianza Alianza Fuente: Biblioteca del Congreso Nacional de Chile la asignaci´ on. Cuando la Concertaci´ on estuvo en el gobierno, s´ olo uno de los estadios de la Red Bicentenario fue para una comuna en manos de la Alianza, y es interesante notar que esta comuna de La Florida es una que siempre se decide por estrecho margen. El 2004 hab´ıa ganado el candidato a alcalde de la Alianza por un 1,35 % de diferencia en los votos, y de hecho en la elecci´ on siguiente, en octubre de 2008, gan´ o el candidato de la Concertaci´ on. En marzo de 2010 la Alianza asumi´ o en el Gobierno Central, y s´ olo una de las remodelaciones del Plan Chilestadios fue para una comuna en manos de la Concertaci´ on. M´ as de la mitad se asignaron a municipalidades con alcalde de la Alianza13 . Si bien es s´ olo evidencia preliminar, resulta ser bastante sugerente para la idea que se postula en este trabajo. 4. An´ alisis Emp´ırico 4.1. Estrategia RD El problema fundamental de la identificaci´ on insesgada de un efecto de partidos pol´ıticos sobre outcomes comunales surge debido a que es probable que el hecho de que una municipalidad est´e o no gobernada por la Concertaci´ on est´e determinado por tratos o caracter´ısticas inobservables para el los efectos de esta tesis. 13 Los dos estadios que quedaron para una segunda etapa (hacia 2013) fueron Puerto Montt (Concertaci´ on) y Curic´ o (Alianza), pero que ya hab´ıan sido seleccionados por el Gobierno anterior en diciembre de 2008. 19 investigador. Para superar este problema de endogeneidad, comparamos aquellas comunas donde la Concertaci´ on apenas gan´ o, con aquellas donde apenas perdi´ o (y gan´ o la Alianza o un Independiente). Lee (2001, 2008) demuestra que esta estrategia provee una variaci´ on cuasi-aleatoria en el partido ganador, puesto que en elecciones decididas por estrecho margen el partido triunfador es como si se decidiera por pura suerte, mientras haya alg´ un componente impredecible en la decisi´ on del u ´ltimo voto. Es importante remarcar que el efecto causal que se pueda identificar es de car´ acter muy local. Las conclusiones son s´ olo aplicables a aquellas comunas alrededor de la discontinuidad, es decir, aquellas donde la elecci´ on de decidi´ o por estrecho margen. Como ejemplo ilustrador, podemos citar el caso de Timaukel (XII regi´ on), que en la elecci´ on del 2008 los dos candidatos a alcalde obtuvieron exactamente la misma votaci´ on: 197 votos. Unos d´ıas despu´es, y luego de que el reconteo de votos confirmara el resultado, el TRICEL decidi´ o al ganador por medio de lanzar una moneda al aire, que result´ o ser el candidato de la Concertaci´ on. Este resulta ser un ejemplo extremo de variaci´ on aleatoria en la coalici´ on gobernante: podemos inferir que ambos candidatos habr´ an hecho su campa˜ na, propon´ıan pol´ıticas y ten´ıan caracter´ısticas personales determinadas. Adem´ as, como la elecci´ on fue cerrada, podemos suponer que el electorado era bastante homog´eneo ideol´ ogicamente y en sus demandas y preferencias. Al final, ninguno de estos no observables afect´ o la elecci´ on. El u ´nico determinante de ´esta fue el azar. Este ejemplo ilustra la esencia de nuestra metodolog´ıa: tomando comunas con estrecho margen de victoria, podremos obtener una estimaci´ on insesgada del efecto partido e incumbencia, puesto que se supone que tanto las preferencias ideol´ ogicas de los electores como todos aquellos otros determinantes que podr´ıan ensuciar nuestra estimaci´ on se aleatorizan entre ambos candidatos14 . Para cada outcome (Yi ) bajo estudio, queremos estimar la siguiente relaci´ on: Yi = f (Zi ) + i , donde Zi es la variable de asignaci´ on (que en nuestro caso corresponde al margen de victoria). Notar 14 No obstante el atractivo del m´etodo de usar margen de victoria como variable de asignaci´ on y comparar comunas con elecciones cerradas, debido a su sencillez y las relativamente accesibles condiciones bajo las cuales resulta v´ alido, han surgido algunas cr´ıticas al uso de esta metodolog´ıa. Caughey y Sekhon (2011) alegan que elecciones decididas por estrecho margen no son como cualquier otra elecci´ on, y que en el fondo los outcomes no se asignan aleatoriamente entre elecciones cerradas. Ponen en duda el que alrededor del corte se produzca una aleatorizaci´ on, puesto que los actores pol´ıticos tienen incentivos a poner m´ as recursos donde el voto marginal es m´ as valioso. Por lo tanto, dicen, aquellos incumbentes que prev´en que ganar´ an por estrecho margen reciben mayor financiamiento desde su partido, por ejemplo. Sus conclusiones est´ an lejos de intentar negar la existencia de un efecto incumbencia o sepultar cualquier uso de la metodolog´ıa desarrollada por Lee (2008), pero s´ı quieren remarcar la idea de que el uso de elecciones decididas por estrecho margen debe ser cuidadosamente justificado, mostrando la evidencia pertinente de que variables explicativas alternativas no son manipulables en el corte. En ciencia pol´ıtica, las elecciones cerradas no son aleatorias “por naturaleza”, y el efecto incumbencia y distintos efectos debidos a la identidad pol´ıtica deben ser identificados sin la presencia de sesgos. 20 que la asignaci´ on de la coalici´ on ganadora cambia discontinuamente con el 50 % de los votos, lo que permite el uso del dise˜ no RD. La estimaci´ on de f (Zi ) se presentar´ a mediante m´etodos param´etricos y semi-param´etricos. Para la estimaci´ on param´etrica, cuyo uso es el m´ as extendido actualmente, se usa la siguiente funci´ on polin´ omica de quinto grado15 : Sc = β0 +Dc π1 +M Vc β1 +M Vc2 β2 +M Vc3 β3 +...+Dc M Vc β4 +Dc M Vc2 β5 +Dc M Vc3 β6 +...+ηc (1) donde Sc es la variable de resultado en la comuna c, Dc corresponde a una dummy que toma el valor de uno si la Concertaci´ on gan´ o el 2004 (es incumbente en el periodo 2004-2008) en esa comuna, y M Vc es el margen de victoria en la comuna c, definido como la diferencia entre el porcenaje de votos del ganador y el porcentaje de votos del candidato que qued´ o en el segundo lugar16 . El efecto de partido pol´ıtico, π1 , se estima controlando por margen de victoria en forma de polinomio de quinto grado, adem´ as de interacciones con la variable binaria. Para la estimaci´ on semi-param´etrica se utilizar´ a una local linear regression, que vendr´ıa a ser una combinaci´ on de estimaci´ on por polinomio y por kernel17 . La ventaja de este m´etodo respecto al anterior es que posee menor sesgo y menor ECM. 4.2. Efecto Incumbencia El Cuadro 4 muestra los resultados de la estimaci´ on de este efecto para la Concertaci´on. Se presenta desde dos medidas distintas: ventaja en probabilidad de triunfo, y ventaja en proporci´ on de votos. Las primeras tres columnas muestran la estimaci´ on para la primera de ellas, mediante una regresi´on OLS de la respectiva variable dependiente con una dummy que toma el valor de 1 si la Concertaci´ on era incumbente, el polinomio de la ecuaci´ on (1), y la local linear regression (LLR), 15 De acuerdo a Ferreira y Gyourko (2009), el debate sobre el grado apropiado del polinomio a´ un est´ a abierto en la literatura sobre RD. Sin embargo, se˜ nalan que de acuerdo a Porter (2003) los polinomios de grado impar tienen mejores propiedades econom´etricas. 16 En los casos en que hab´ıa candidatos independientes, el margen de victoria se calcul´ o tomando a ´estos como una coalici´ on distinta. Por ejemplo, si el candidato de la Concertaci´ on sal´ıa tercero, el margen de victoria corresponde a la diferencia entre el de la Alianza y el candidato independiente (que eran los dos primeros). 17 En vez de computar la media de Sc alrededor del punto de corte, se estima el coeficiente de una regresi´ on alrededor de ese punto y se repite el ejercicio para todos los puntos. Formalmente, el estimador de f (Zi ) es: P i (x − xi )κ( x−x )yi k gˆ(x) = P x−x i 2 (x − xi ) κ( k ) Se debe escoger un tipo de kernel (κ) y un ancho de banda (k). En este caso, se utiliza un kernel triangular y el bandwith ´ optimo de Imbens y Kalyanaraman (2009). 21 respectivamente. El primer hecho que se hace notar es la ca´ıda en magnitud respecto a OLS cuando se estima mediante los otros dos m´etodos. Dado que la especificaci´ on polin´ omica y la LLR corrigir´ıan la endogeneidad, esta diferencia nos dice que todas aquellas variables omitidas de la regresi´ on OLS de la primera columna est´ an correlacionadas positivamente con la probabilidad de ganar: el esfuerzo y despligue de las coaliciones, caracter´ısticas de los candidatos, etc. En cuanto a las columnas (2) y (3), la estimaci´ on de menor sesgo debiera ser esta u ´ltima. Que el polinomio nos reporte un grado de significancia resulta ser una prueba de robustez18 . Un alcalde de la Concertaci´ on que va a la reelecci´ on tiene 42,6 % m´ as de probabilidad de ganar por el s´ olo hecho de ser el incumbente en esa comuna. La magnitud de este efecto est´ a ligeramente por sobre lo encontrado por Lee (2001, 2008), de 38,5 %, y por debajo de lo estimado por Lee, Moretti y Butler (2004), de 47,6 %, ambos respecto a la Casa de Representantes del Congreso de EE.UU. Sin embargo, si comparamos con trabajos que analicen un nivel de gobierno similar, esta ventaja est´ a muy por encima de la que encuentran Ferreira y Gyourko (2009), de 32,3 %, para los mayors en las ciudades de EE.UU. Respecto a la segunda medida, vemos que nuevamente la estimaci´ on OLS sobreestima el verdadero efecto, y aqu´ı la ca´ıda en magnitud es a´ un mayor. Las variables omitidas mencionadas est´ an m´ as fuertemente correlacionadas de manera positiva con el porcentaje de votos. En base a las dos u ´ltimas columnas, la Concertaci´ on obtiene entre 13,5 % y 14,3 % m´ as de votos s´ olo por el hecho de ser el incumbente. Aqu´ı los grados de significancia son mayores que para la probabilidad de ganar, y hay menor diferencia entre ambas estimaciones. Este resultado representa aproximadamente el doble de lo reportado por Lee (2001, 2008), para el que la ventaja en proporci´ on de votos es de entre 7 % y 8 % para los incumbentes en las elecciones parlamentarias. Volveremos sobre este resultado m´ as adelante, pues es el que nos permite mayor refinamiento en nuestras conclusiones, y mayor comparabilidad con otros trabajos que desarrollan hip´ otesis parecidas a las nuestras. El resultado del Cuadro 4 puede verse gr´ aficamente en la Figura 1. Cada punto corresponde a la probabilidad de que la Concertaci´ on gane y al porcentaje de votos obtenido por su candidato, respectivamente, en la elecci´ on en t + 1, dado el margen de victoria obtenido por esa coalici´on en t 18 Considerando el grado de multicolinealidad que puede tener su estimaci´ on. 22 Cuadro 4: Efecto Incumbencia (1) OLS Incumbencia Observaciones 19 . Prob. de Ganar (2) (3) Polinomio LLR 0.517*** (0.0351) 345 0.372** (0.108) 0.426** (0.211) (4) OLS Porc. de votos (5) Polinomio (6) LLR 0.447*** (0.00988) 0.135** (0.0587) 0.143*** (0.0451) 345 345 345 345 345 Errores est´ andar en par´entesis *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 La curva s´ olida representa el valor predicho por la estimaci´ on del Cuadro 420 . La discontinuidad en el punto cero corresponde a la diferencia de probabilidades de victoria y de porcentaje de votos, y el salto observado grafica la ventaja electoral que tiene la Concertaci´ on en aquellas comunas donde es incumbente. 4.3. Variables de Gesti´ on Con el fin de buscar explicaciones a la ventaja electoral encontrada, a continuaci´ on se plantea la hip´ otesis de que ´esta se deba a que alcaldes de la Concertaci´ on desarrollan una gesti´ on significativamente mejor que los alcaldes de la Alianza. El calificativo “mejor” se entiende bajo la evaluaci´ on de las cuatro variables descritas en la secci´ on 4.2. Resulta fundamental reconsiderar que estas variables efectivamente representan ´ ambitos bajo la discrecionalidad del alcalde, y que diferencias en ellas se deben a distinta capacidad de gesti´ on y desempe˜ no. Se desarrolla una metodolog´ıa similar a la de la secci´ on anterior. Cada una de las cuatro variables bajo estudio se toman como variables dependientes, y para cada una de ellas se realiza un RD con el margen de victoria del 2004 como variable de asignaci´ on. El Cuadro 5 muestra los resultados. La primera columna muestra, s´ olo a modo de referencia, el resultado de una regresi´ on OLS de cada variable dependiente con una dummy que toma el valor de 1 si el alcalde es de la Concertaci´ on. Las dos columnas siguientes son similares a la tabla anterior. 19 En las Figuras subsiguientes, se ha preferido presentar las observaciones individualmente, y no agrupadas en local averages como lo hacen otros trabajos. 20 Esta curva representa una local polinomial regression, estimada con grado 1 (lineal), un kernel triangular, y el bandwith o ´ptimo. 23 Figura 1: Efecto Incumbencia Podemos ver a modo general que los alcaldes de ambas coaliciones no se diferencian significativamente en cuanto a su desempe˜ no en el cargo. S´ olo la variable empleo parece ser marginalmente significativa. Pero no es posible concluir que la Concertaci´ on tenga una ventaja electoral debido a que sus candidatos son m´ as capaces que los de la Alianza, y la gente por eso vote m´ as por ellos. Notar que estos resultados, como a˜ nadido, nos introducen en el amplio debate acerca del grado de convergencia de pol´ıticas a nivel local. La evidencia del Cuadro 5 nos dice que a nivel municipal en Chile ambas coaliciones ofrecen lo mismo, lo que dar´ıa cuenta de la fiabilidad de las conclusiones del TVM, lo que est´ a en l´ınea con lo encontrado por la literatura para EE.UU. (Ferreira y Gyourko, 24 Cuadro 5: Estimaci´ on RD del Impacto de un Alcalde de la Concertaci´ on Empleo Crimen SIMCE Leng SIMCE Mat Aguinaldos (1) OLS (2) Polinomio (3) LLR -0.0291 (0.0574) -15.94 (23.65) -2.043 (1.275) -2.441 (1.520) -1,399 (1,340) -0.0538 (0.225) -157.4 (95.07) 4.449 (4.785) 4.493 (5.806) -7,092 (5,395) 0.159* (0.0859) -106.6 (94.42) 1.607 (3.166) 2.202 (4.175) -5,231 (5,355) Observaciones 345 345 345 Errores est´ andar en par´entesis *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 2009; Leigh, 2008). Sin embargo, si tenemos que hay convergencia en pol´ıticas ofrecidas, entonces debemos buscar otra explicaci´ on a la ventaja electoral de la Concertaci´ on. 4.4. Variables de Transferencias En esta subsecci´ on postulamos nuestra segunda hip´ otesis, ya introducida en la secci´ on 4.3. En efecto, es posible que los electores prefieran mantener un alcalde de la Concertaci´ on no por su desempe˜ no personal, sino que por la afinidad que este tiene con el Gobierno Central, y que le permite conseguir m´ as fondos fiscales y m´ as proyectos de inversi´ on p´ ublica que un alcalde de la oposici´ on. Este efecto queda muy bien caracterizado por medio de analizar diferencias significativas en el reparto del FNDR, PMB o PMU. El periodo estudiado resulta adecuado puesto que entre 2004 y 2008 el Estado estuvo en manos de la Concertaci´ on. Nuevamente repetimos la metodolog´ıa anterior: usamos las cuatro variables de transferencias como variable dependiente, y buscamos posibles discontinuidades en la asignaci´ on de la coalici´ on incumbente, con el uso de RD. Se utilizan tres medidas distintas para cada variable, como prueba de robustez: transferencia en monto total entregado (en miles de pesos); monto repartido a una comuna como porcentaje del total repartido a nivel nacional; y monto transferido en t´erminos per- 25 Cuadro 6: Estimaci´ on RD Efecto Partido sobre Monto Transferido PMB PMU FNDR Educ FNDR Salud Observaciones Promedio ’04-’08 (1) (2) Polinomio LLR A˜ no Electoral (3) (4) Polinomio LLR 44,203 (61,819) 6,890 (85,762) 9,851 (166,182) 140,688 (142,526) 81,391 (89,913) 119,342 (100,983) -172,619 (289,253) 358,908 (348,499) 42,415* (24,332) 66,140*** (24,002) 18,637 (104,546) 78,583 (101,591) 73,993*** (28,690) 183,932*** (57,572) -67,874 (174,487) 283,218 (282,779) 345 345 345 Errores estandar en par´entesis *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 345 c´ apita. Los tres Cuadros siguientes muestran los resultados usando cada una de estas medidas. Las dos primeras columnas muestran la estimaci´ on para el promedio entre los a˜ nos 2004-2008, y las columnas (3) y (4) la estimaci´ on para el a˜ no en que ocurri´ o la elecci´ on. Del Cuadro 6 se observa que s´ı hay una diferencia significativa en el reparto de fondos del PMU. Tomando el promedio de todos los a˜ nos del periodo, las comunas de la Concertaci´ on recibieron m´ as de $66 millones m´ as que la Alianza, y esta diferencia pr´ acticamente se triplica si tomamos s´ olo el a˜ no electoral. Para el caso del PMB, su mayor relevancia s´ olo aparece durante el 2008, cuando la diferencia en montos repartidos fue de casi $74 millones. Las dos variables que tenemos del FNDR no resultan ser significativas en ning´ un caso. Tambi´en se observa de este Cuadro que las diferencias entre ambos m´etodos de estimaci´ on est´ an m´ as relacionadas con el tama˜ no de las desviaciones est´ andar que con la magnitud de los estimadores. En efecto, se ve que la estimaci´ on por polinomio presenta mayor error est´ andar para cada una de las variables explicativas. Esto es coherente con lo mencionado en la secci´ on 4.1, donde dijimos que este m´etodo ten´ıa mayor ECM, es decir, mayor sesgo y/o varianza. Por lo tanto, es probable que la nula signifcancia de toda la columna 1, hecho que vuelve a estar presente en los cuadros subsiguientes, se deba a estos mayores errores est´ andar, que es algo propio del m´etodo utilizado. Como tambi´en se mencion´o, la estimaci´ on por LLR reduce estos problemas, por lo que de aqu´ı en adelante se le 26 Cuadro 7: Estimaci´ on RD Efecto Partido sobre Porcentaje Transferido PMB PMU FNDR Ed FNDR Salud Observaciones Promedio ’04-’08 (1) (2) Polinomio LLR A˜ no Electoral (3) (4) Polinomio LLR 0.00204 (0.00288) 0.000138 (0.00172) 0.000120 (0.00203) 0.00431 (0.00437) 0.00397 (0.00439) 0.00175 (0.00148) -0.00148 (0.00248) 0.0104 (0.0101) 0.00196* (0.00114) 0.00133*** (0.000482) 0.000227 (0.00128) 0.00241 (0.00311) 0.00361*** (0.00140) 0.00270*** (0.000846) -0.000582 (0.00150) 0.00817 (0.00816) 345 345 345 Errores est´ andar en par´entesis *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 345 prestar´ a una atenci´ on mayor. No obstante la importancia del grado de significancia encontrado, medir las transferencias en montos totales no nos da un buen criterio de cu´ an relevante econ´ omicamente son estas diferencias. Con el fin de llegar a par´ ametros que nos hablen de la relevancia de estas diferencias, el Cuadro 7 muestra la estimaci´ on en base a cu´ anto recibi´ o una comuna como porcentaje del total repartido en el pa´ıs. Los niveles de significancia se mantienen respecto al Cuadro anterior. Durante todo el periodo estudiado, las comunas de la Concertaci´ on recibieron en promedio 0,19 % y 0,13 % m´ as del presupuesto total del PMB y PMU, respectivamente. Nuevamente observamos que las diferencias se acent´ uan en a˜ no electoral, en especial si miramos la asignaci´ on de PMU. Para tener una idea a´ un m´ as precisa, necesitamos saber de qu´e niveles estamos hablando, puesto que la estimaci´ on anterior s´ olo nos habla de la diferencia entre ambas coaliciones. La Figura 2 nos permite saber en qu´e proporciones se multiplican ambos niveles de reparto21 . Se puede observar que el PMU repartido a las comunas con alcalde de la Concertaci´ on en el periodo casi duplica a las de la Alianza, y en a˜ no electoral la diferencia aumenta a m´ as del doble. Para 21 En las Figuras 2 y 3, si bien cada punto representa una comuna, se han reducido el ancho de los ejes horizontal y vertical, para mejorar la representaci´ on de la discontinuidad. Esto hace que no se alcancen a ver todas las comunas, pero s´ı la gran mayor´ıa de ellas. 27 Figura 2: Efecto del Partido sobre Porcentaje Transferido a la Comuna el PMB de todo el periodo, tambi´en se ve que el porcentaje transferido a la Concertaci´ on duplica al de la Alianza, y la proporci´ on es a´ un mayor si tomamos s´ olo el 2008. En principio parecen ser magnitudes relevantes para la hip´ otesis planteada en este trabajo. La u ´ltima medida con que se estima son las transferencias por persona. El Cuadro 8 muestra que el efecto encontrado en el PMU desaparece por completo, no as´ı con el PMB, que a pesar de todo pierde algunos grados de significancia. Las comunas de la Concertaci´ on recibir´ıan entre $3.500 y $7.400 promedio m´ as por persona en el periodo, y entre $7.300 y $12.600 en a˜ nos electorales, tomando s´ olo el PMB. Puede parecer controvertido el que el efecto per-c´ apita del PMU desaparezca, m´ as a´ un cuando las comunas en manos de cada una de las coaliciones no presentan una diferencia significativa en t´erminos de poblaci´ on (ver Cuadro 10 m´ as adelante). Sin embargo, es posible justificar que los proyectos financiados por el PMU son todos sobre bienes p´ ublicos: veredas, plazas, calles, etc. Luego, el hecho de no encontrar un efecto per-c´ apita significativo no es indicativo de que no se favorezca a algunas comunas, ya que a´ un as´ı es posible que aquella gente que s´ı valora el bien p´ ublico contrarrestre a aquellos a los que no les interesa. Si es cierto que el PMU se va a comunas m´ as pobladas, eso a´ un as´ı no deja de ser 28 Cuadro 8: Estimaci´ on RD Efecto Partido sobre Transferencias Per-C´ apita Promedio ’04-’08 (1) (2) Polinomio LLR PMB PMU FNDR Ed FNDR Salud 7.486** (3.408) -0.620 (6.065) -2.519 (11.86) 4.062 (8.844) 3.558* (1.855) 1.477 (4.083) 0.115 (8.309) -0.757 (3.161) A˜ no Electoral (3) (4) Polinomio LLR 12.67** (5.717) 0.568 (13.94) -14.85 (18.17) 9.940 (33.96) Observaciones 345 345 345 Errores est´ andar en par´entesis *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 7.317* (4.236) 3.821 (9.991) -9.871 (19.90) -1.334 (6.248) 345 relevante para nuestra tesis, puesto que m´ as gente tiene la posibilidad de beneficiarse con los bienes p´ ublicos. Nuevamente se presentan los resultados gr´ aficamente con el fin de conocer la escala de los montos de que estamos hablando. La Figura 3 muestra las estimaciones usando la medida de transferencias por persona. Las dos primeras subfiguras refuerzan la nula significancia de la medida de PMU per c´ apita. Tambi´en es posible observar que las proporciones entre transferencias de PMB por persona son considerables. En el promedio del periodo, una persona en una comuna de la Concertaci´ on recibe aproximadamente cuatro veces m´ as en PMB, y este m´ ultiplo crece a casi el doble en a˜ no electoral. Llegados a este punto es posible proveer una prueba directa a favor de los resultados reci´en presentados. Si es verdad que el efecto incumbencia de la Concertaci´ on depende de que ella tambi´en est´ a en el gobierno y puede por ello usar recursos fiscales con fines electorales, entonces deber´ıa ser cierto que el efecto incumbencia de la Alianza es mucho menor. Estimar un RD para el efecto incumbencia de esta coalici´ on resulta ser una prueba sencilla y directa a favor de nuestra hip´ otesis. En el Cuadro 9 se replica el Cuadro 4, pero estimando desde el punto de vista de la Alianza. Se comprueba que la ventaja en probabilidad de ganar y en proporci´ on de votos estimada, tanto por polinomio como por LLR, es menor a la encontrada para la Concertaci´ on. Para la probabilidad 29 Figura 3: Efecto del Partido sobre Transferencias por Persona de ganar, s´ olo la columna (3) resulta ser marginalmente significativa, y con una ventaja de casi 10 % menos. En cuanto a la proporci´ on de votos, es notable el hecho de que la estimaci´ on por LLR no resulta ser significativa, lo que nos llevar´ıa a la conclusi´ on extrema de que la Alianza no obtiene ning´ un voto extra por el hecho de ser la coalici´ on incumbente en una comuna. Todos estos resultados son coherentes con la hip´ otesis planteada, y aportan evidencia a favor de ella. Un segundo an´ alisis que ayude a fortalecer nuestra hip´ otesis puede realizarse por medio de revisar si la magnitud de las estimaciones de los Cuadros 6 a 8 es relevante electoralmente, por medio de compararlos con los montos de gasto electoral de campa˜ na22 . Respecto a los datos de gasto electoral por pacto y por partido pol´ıtico, para la elecci´ on municipal del 2008 el total de gasto por candidato en que incurrieron los partidos fue de $4.918.017,41. Si tomamos s´ olo a la Concertaci´ on, esta coalici´ on present´ o 301 candidatos a alcalde (sin contar a los independientes que corr´ıan por este pacto), a los cuales apoy´ o con un gasto total de $1.129.740.600, lo que nos da un gasto de $3.753.291,03 por cada uno. De acuerdo al Cuadro 6, vemos que la transferencia total extra equivale a casi 22 veces esta suma. 22 Se usan los datos de Gasto Electoral para la elecci´ on municipal del 2008, disponibles en www.servel.cl. 30 Cuadro 9: Efecto Incumbencia de la Alianza (1) OLS Incumbencia Observaciones Prob. de Ganar (2) (3) Polinomio LLR 0.625*** (0.0475) 345 0.122 (0.164) 0.339* (0.200) (4) OLS Porc. de votos (5) Polinomio (6) LLR 0.481*** (0.0164) 0.107* (0.0551) 0.0685 (0.0540) 345 345 345 345 345 Errores est´ andar en par´entesis *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 Puede ser u ´til tomar los datos de gasto electoral por candidato, puesto que no todo este gasto es cubierto por los partidos. En la elecci´ on del 2008, sumando a todos los 1.241 candidatos a alcalde (los de cada partido, los independientes dentro de un pacto, y los independientes “puros”), se gast´ o la suma de $7.975.469.532. Esto nos da un gasto por cada uno de $6.426.647,49. Estamos entonces hablando de que la transferencia total extra que entregar´ıa el Gobierno Central a las comunas de la Concertaci´ on equivaldr´ıa a casi diez campa˜ nas promedio. Esto representa evidencia a favor de que las estimaciones RD anteriores no son despreciables, y pueden efectivamente influir en una elecci´ on de alcalde23 . La pregunta de fondo aqu´ı es por qu´e votantes racionales permiten que sus expectativas de desempe˜ no de una autoridad est´en influenciadas por los manejos de estas transferencias ocurridos antes de la elecci´ on. Es necesario reconsiderar los mecanismos te´ oricos revisados previamente. Lo que puede estar ocurriendo detr´ as de nuestros resultados es un problema de informaci´ on acerca de los candidatos, o un problema de credibilidad de lo que promete el candidato de la Alianza en su campa˜ na. O puede ser que todas estas diferencias encontradas se deban simplemente a las caracter´ısticas de las preferencias del votante mediano. Si bien no estamos capacitados a´ un para concluir cu´ al de todos estos mecanismos es el m´ as importante, s´ı podemos refinar a´ un m´ as nuestros resultados. Por medio de darle una nueva mirada 23 Ser´ıa muy interesante poder realizar un RD sobre gasto electoral de las coaliciones, puesto que si encontr´ aramos discontinuidades en el gasto a favor de la Concertaci´ on, entonces podr´ıamos identificar un mecanismo a trav´es del cual esta coalici´ on apoya a sus incumbentes. Lamentablemente esto no es posible puesto que los datos del Servicio Electoral no incluyen los gastos de cada coalici´ on por comuna. S´ı est´ an disponibles los gastos por candidato, pero no se especifica si fue financiado por su bolsillo o por la coalici´ on a la que pertenece, y esta distinci´ on es fundamental para el objetivo mencionado. 31 a los resultados obtenidos en los Cuadros 4 y 8, podemos llegar a una elasticidad voto/transferencia, que no es m´ as que una cuantificaci´ on de cu´ anto influyen los recursos fiscales (antes de la elecci´ on) sobre las expectativas de desempe˜ no de un alcalde (despu´es de la elecci´ on). En efecto, en esos Cuadros tenemos que ser el incumbente en una municipalidad le da 14,3 % m´ as de votos al candidato de la Concertaci´ on. Y luego, si asumimos que toda esta ventaja electoral se debe a transferencias del Estado, tenemos que este efecto incumbencia se consigue con un subsidio en PMB de $3.558 por persona. Se usa el resultado de PMB puesto que es el que da significativo en el Cuadro 8, y tiene menor sesgo que el de la columna 1. Con estos dos n´ umeros podemos llegar a una elasticidad voto/subsidio: $1 peso m´ as de PMB por persona asignado a una municipalidad antes de la elecci´ on se traduce en 0,004 % m´ as de votos para el candidato a alcalde de la Concertaci´ on. Es importante considerar que no sabemos durante cu´ anto tiempo debe el Gobierno transferir recursos para que ´estos se transformen en votos. Puede ocurrir que sea necesario enviar el mismo monto durante los cuatro a˜ nos que dura el periodo del alcalde, aunque exista descuento intertemporal. En este caso la transferencia para el periodo 2004-2008 ser´ıa de $14.232, en cuyo caso la elasticidad se reduce a obtener 0,001 % de votos por cada peso de PMB por persona enviado durante esos cuatro a˜ nos. Tomando estas dos medidas llegamos a un rango confiable entre el que se ubicar´ a la elasticidad, dentro del cual lo determinante ser´ a, como ya se mencion´ o, el tiempo requerido para que una transferencia se “transforme” en votos para la coalici´ on del Gobierno. Este tipo de elasticidades ha sido ya estudiado en la literatura, lo que nos permite conocer hasta qu´e punto los resultados de este trabajo son plausibles y coherentes en magnitud. Sin embargo, no debemos olvidar que estamos realizando un supuesto fuerte: que todo el efecto incumbencia se debe a la transferencia per-c´ apita en PMB. Se debe reconocer que hay m´ ultiples factores que pueden estar detr´ as de esta ventaja, por lo que la magnitud y el rango mencionados en el p´ arrafo anterior s´ olo ser´ an una cota superior para la verdadera elasticidad voto/subsidio. El trabajo de N´ un ˜ez (2007), ya mencionado en la secci´ on 2, indica que si un alcalde aumenta el gasto de su propia municipalidad en $1.000 por persona, entonces aumenta su votaci´ on en 0,28 %, tomando gasto s´ olo en el a˜ no previo a la elecci´ on, y no gasto en todo el periodo del alcalde. Tomando nuestra elasticidad y el gasto s´ olo en un a˜ no, tenemos que aumentar en $1.000 la transferencia por persona en PMB aumenta la votaci´ on en un 4 %. Esta diferencia es coherente con la noci´ on de que nuestra estimaci´ on es un l´ımite superior. Este paper resulta interesante de comparar puesto 32 que analiza el mismo nivel de elecciones (municipales), cuando estas eran bajo el mismo r´egimen de voto obligatorio. Tambi´en hay que hacer una serie de salvedades, como que N´ un ˜ez (2007) utiliza una metodolog´ıa diferente (variables instrumentales, con todos los comentarios ya hechos en la secci´ on 2), y que no alcanza a tomar la elecci´ on de 2008. Probablemente uno de los trabajos m´ as citados en esta materia para el caso de EE.UU. es el de Levitt y Snyder (1997). Si bien ellos utilizan datos de elecciones parlamentarias, tiene la ventaja respecto del anterior de que analiza el efecto de transferencias no-monetarias sobre el resultado electoral. Es decir, no utilizan ni gasto propio del incumbente ni gasto de campa˜ na, si no que gasto federal no en forma de dinero, que se asemeja mucho m´ as a nuestra variable de PMB, lo que hace interesante la comparaci´ on. Encuentran que transferir US$100 extra por persona se traduce en un incremento del 2 % en votos. Los autores usan transferencia en un a˜ no, y no la suma de lo transferido en todo el periodo. Esto equivaldr´ıa a que $1.000 extras reportan 0,057 % m´ as de votos24 . Esta magnitud es a´ un menor que la de N´ un ˜ez (2007), si bien usan misma metodolog´ıa y un instrumento parecido (gasto fuera del distrito pero dentro del mismo estado como instrumento de gasto en el distrito). En una l´ınea similar, Evans (2006) estima este mismo efecto para las elecciones parlamentarias de Canad´ a, con el prop´ osito expl´ıcito de servir de prueba de robustez a los hallazgos de Levitt y Snyder (1997). Utilizando el mismo instrumento que este u ´ltimo, encuentra que aumentar el gasto federal en US$100 aumenta la votaci´ on de los parlamentarios afines al gobierno entre un 1,5 % y un 2,5 %, idea que se asemeja bastante a la desarrollada en esta tesis, pero que arroja una elasticidad muy similar a la del p´ arrafo anterior y por lo tanto menor en magnitud a la nuestra25 . Por u ´ltimo, es posible representar nuestros resultados en t´erminos de cu´ anto cuesta un voto, lo que permite comparar con el trabajo de Cerda y Vergara (2005a), quienes asignan un valor de entre US$840 y US$960 en subsidios no monetarios por cada voto, para las elecciones presidenciales26 . 24 Transformando la cifra en d´ olares a pesos chilenos por medio de usar el tipo de cambio a PPA de acuerdo a los datos del Banco Mundial. 25 Un comentario que puede surgir sobre la comparaci´ on con estos trabajos para EE.UU. y Canad´ a viene del hecho de que en estos pa´ıses el voto es voluntario, a diferencia de la elecci´ on que nosotros estudiamos, donde era obligatorio. Las estimaciones de transferencias per-c´ apita que se presentan en el Cuadro 8 utilizan la poblaci´ on total de la comuna, no s´ olo a los inscritos, puesto que estamos hablando de gasto en bienes p´ ublicos. Levitt y Snyder (1997) y Evans (2006) tambi´en usan el gasto sobre la poblaci´ on total, ya que al ser el voto voluntario, los candidatos intentan captar a todos los individuos. Luego, los resultados son plenamente comparables. 26 Entre este tipo de subsidios se cuentan las becas de alimentaci´ on y libros para estudiantes, la atenci´ on m´edica y dental en escuelas, y los repartos de comida y medicinas en hogares. 33 Seg´ un datos del Servicio Electoral, en la elecci´ on de alcaldes del 2008 hubo un total de 6.362.130 votos v´ alidamente emitidos. Esto implica un promedio de 18.440,95 votos por comuna. Luego, la ventaja electoral de 14,3 % encontrada significa una ventaja de 2.637,05 votos en promedio para la Concertaci´ on en aquellas comunas donde era incumbente. De acuerdo al Cuadro 6, el Gobierno reparti´ o $66.140.000 m´ as en PMU en aquellas comunas con alcalde de la Concertaci´ on. Por lo tanto, cada uno de esos votos extras tuvo un costo de $25.081,05. Si comparamos con el costo por voto de Cerda y Vergara (2005a) en pesos chilenos, este ser´ıa de entre $420.000 y $480.00027 . La diferencia es muy grande, pero aqu´ı las diferencias entre los dos trabajos son mayores. Adem´ as de la distinta metodolog´ıa, el trabajo en cuesti´ on analiza elecciones presidenciales, y para un periodo distinto al nuestro, junto con el hecho de que usa una variable explicativa diferente. Aunque si tom´ aramos la transferencia de los cuatro a˜ nos del periodo, el costo por voto se elevar´ıa a $100.324,2. Como resumen, todo este u ´ltimo an´ alisis implica que nuestro efecto tiene mayor relevancia econ´ omica que el de todos los trabajos revisados. Dependiendo del enfoque, se puede decir que de acuerdo a los resultados de esta tesis un mismo monto de transferencias consigue m´ as votos para el incumbente, o que los votos son m´ as baratos. Sin embargo, no pueden dejar de mencionarse las limitantes de este ejercicio, por el hecho de que todos los trabajos al final del d´ıa miden cosas distintas, con diferentes variables explicativas (gasto municipal, que depende del alcalde; gasto federal o fiscal de infraestructura, que depende del Gobierno; gasto en subsidios, con mayor regulaci´on por ley). Es probablemente este u ´ltimo hecho el principal responsable de las patentes diferencias entre estimaciones que acabamos de revisar. Pero, con todo, estas eran las comparaciones m´ as cercanas que pod´ıan hacerse, en relaci´ on a la tesis defendida en este trabajo. 4.5. Test de Validez Es posible llevar a cabo una serie de pruebas de validez para asegurar que todos nuestros hallazgos anteriores sobre el efecto del partidismo pol´ıtico sobre distintas variables de inter´es son robustos y confiables. Lo principal es testear el supuesto fundamental de la metodolog´ıa RD, que es que las comunas en las que la Concertaci´ on gan´ o por estrecho margen son similares en promedio a aquellas donde la Alianza gan´ o por ese margen o, lo que es lo mismo, que la coalici´ on ganadora 27 Asumiendo un tipo de cambio de $500 por d´ olar. 34 Cuadro 10: Test de Validez Poblaci´on Pobreza Mujeres Escolaridad Subsidios (1) Polinomio (2) LLR -37,447 (32,831) 1.071 (5.224) -0.0316 (0.0211) -0.147 (0.527) -557.8 (580.8) -14,401 (26,223) 3.799 (2.833) -0.0147 (0.0133) -0.139 (0.363) -339.5 (388.7) Observaciones 345 345 Errores estandar en par´entesis *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 se asigna aleatoriamente en cada comuna28 . Esto implica que todas las caracter´ısticas subyacentes de aquellas municipalidades deber´ıan ser similares. Se confirma que esto es as´ı con las siguientes variables: poblaci´ on, porcentaje de la poblaci´ on en condiciones de pobreza, escolaridad promedio de la comuna, porcentaje de mujeres y subsidios familares entregados29 . El Cuadro 10 muestra el resultado de estas estimaciones: no se revela ninguna diferencia para estas variables alrededor del punto de corte. Con todas estas caracter´ısticas relevantes siendo continuas para elecciones decididas por estrecho margen, es plausible que lo mismo sea verdad respecto a las caracter´ısticas no observables. 28 Otro peligro para la estimaci´ on RD es que exista manipulaci´ on de la variable de asignaci´ on. En nuestro contexto, esto podr´ıa llegar a ocurrir por ejemplo si es que las coaliciones adulteraran los resultados electorales con el fin de ganar la elecci´ on de una comuna. Si bien McCrary (2008) desarrolla un test para analizar si esto ocurre, ninguno de los trabajos revisados en la secci´ on 2 lo usa como prueba de validez, por lo que no se incluye en el trabajo. Igual este test se llev´ o a cabo, y fue aprobado. 29 Todos los datos sobre estas variables fueron extra´ıdos de SINIM, aunque este Sistema muchas veces los toma de otras fuentes. Las caracter´ısticas demogr´ aficas vienen principalmente del INE, y el porcentaje en condiciones de pobreza y escolaridad viene de CASEN. Si el periodo bajo estudio es 2004-2008, se usaron los valores de estas variables correspondientes al periodo anterior (2000-2003), para asegurarnos de que representaran efectivamente caracter´ısticas predeterminadas y no outcomes del alcalde en ejercicio. 35 5. Conclusiones Uno de los aspectos m´ as discutidos en periodos previos a tiempos de elecciones es la alta tasa de reelecci´ on y la gran cantidad de a˜ nos que llevan algunas coaliciones gobernando ciertas comunas. Se encuentra evidencia de que en elecciones municipales en Chile existe una considerable ventaja electoral para la Concertaci´ on en aquellas comunas donde era incumbente: entre un 37 y un 42,6 % en t´erminos de probabilidad de ganar, y entre 13,5 y 14,3 % en t´erminos de proporci´ on de votos, para el periodo electoral 2004-2008. Estas estimaciones se situan dentro de los rangos de otros hallazgos para distintos niveles de elecciones de otros pa´ıses, principalmente EE.UU. Es importante mencionar aqu´ı que esta estimaci´ on podr´ a ser robustecida a medida que vayan sucedi´endose nuevas elecciones, ya que s´ olo estamos usando datos de dos a˜ nos, dado el poco tiempo desde que se introdujo el cambio en estas elecciones (reci´en en 2004). Sin embargo, esta tesis representa el primer estudio del efecto de los partidos pol´ıticos sobre outcomes electorales y econ´ omicos para Chile. Esta ventaja no se explica porque los alcaldes de esa coalici´ on de desempe˜ nen significativamente de mejor manera que los de la Alianza, analizando un set de variables que dependen de la gesti´ on de los ediles. Este resultado adem´ as nos permite situar el caso chileno en l´ınea con la literatura para EE.UU., donde se observa una completa convergencia de pol´ıticas ofrecidas entre alcaldes de distintas coaliciones. S´ı se encuentra evidencia de que un factor importante detr´ as de esta ventaja es la preferencia del Gobierno Central por las comunas en manos de su misma coalici´ on, a la hora de repartir recursos fiscales destinados al financiamiento de proyectos de infraestructura comunal, como plazas, veredas, multicanchas, etc. En el periodo 2004-2008, el Estado dio a comunas de la Concertaci´ on el doble en porcentaje que a las comunas de la Alianza, y en un monto total equivalente a diez campa˜ nas electorales promedio de un candidato. Para el mismo periodo, la Alianza tuvo una ventaja electoral considerablemente menor, lo que aporta evidencia de que es este comportamiento del Gobierno Central el que est´ a detr´ as de los resultados obtenidos. Si se supone que todo el efecto incumbencia se debe a esta intervenci´ on, se encuentra una cota superior para la elasticidad votos/transferencia, que est´ a justamente por sobre otras elasticidades estimadas para Chile y otros pa´ıses en trabajos anteriores. Este hallazgo puede deberse ya sea a la valoraci´ on de bienes p´ ublicos que tiene el votante 36 mediano, a problemas de credibilidad de las promesas de campa˜ na, o a falta de informaci´ on sobre las caracter´ısticas de los candidatos que compiten. Como investigaci´ on futura quedar´ a dilucidar cu´ al de estos es el mecanismo que permite a las transferencias fiscales influir sobre la reelecci´ on de los alcaldes en Chile. Otro desaf´ıo futuro lo representa la reciente introducci´ on de la modalidad de voto voluntario, y el estudio de c´ omo ´este afecta la ventaja electoral encontrada bajo voto obligatorio. 37 Referencias [1] Acemoglu, D., “Political Economy. Lecture Notes”, no-publicado, 2009. [2] Albouy, D., “Partisan Representation in Congress and the Geographic Distribution of Federal Funds”, NBER Working Paper Nº 15224, August 2009. [3] Alesina, A., “Credibility and Policy Convergence in a Two-Party System with Rational Voters”, American Economic Review, Vol. 78, No. 4 (Sep. 1988), pp. 796-805. [4] Baland, J. y J. Robinson, “Land and Power: Theory and Evidence from Chile”, American Economic Review, 98 (2008), pp. 1737-1765. [5] Bertrand, M. y F. Kramarz, “Does Entry Regulation Hinder Job Creation? Evidence from the French Retail Industry”, Quarterly Journal of Economics, 117 (2002), 1369-1413. [6] Besley, T. y A. 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