Existe una serie de interrogantes acerca del proceso de toma de decisiones de las autoridades electas popularmente en un país y de cómo toman en cuenta los intereses de la ciudadanía al momento de elegir entre una u otra política: ¿están reflejadas las preferencias de sus bases de votantes en las políticas que impulsan? ¿Cuánto afecta el partido político en sus decisiones? ¿Concuerdan los intereses de su partido con los de sus votantes? Y si no es así, ¿cuál de los dos pesa más a la hora de tomar sus decisiones? Para dar respuesta a estas preguntas se debe tomar en cuenta el proceso político, es decir, no sólo cómo actúa un político una vez que está en el cargo, sino también cómo llegó a éste y cómo, una vez ahí, influye en la siguiente elección, si busca ser reelegido o dejar alguien de su mismo conglomerado político en el cargo. Un estudio pionero en esta materia fue el de Downs (1957), quien establece la noción de que las políticas se deben alinear con las preferencias del votante mediano. Esto porque en un escenario en el que hay dos partidos políticos que sólo están interesados en ganar, ambos buscarían obtener el voto del votante mediano -quien decide la elección-, para lo cual se comprometen a políticas que coincidan con las preferencias de éste.

Sin embargo, este planteamiento tiene varias deficiencias. En primer lugar, la discusión política se conforma por múltiples aristas en las que raramente se encuentra un votante mediano que sea el mismo para todos a la vez; en segundo lugar, los supuestos del modelo en cuanto a la credibilidad de los compromisos tienen muy poca robustez en la realidad, ya que las autoridades pueden desviarse de éstos; y en tercer lugar, no considera el rol de las instituciones en la formación de política, las cuales pueden afectar: 1) las preferencias por políticas de los individuos, 2) las prioridades de la política en un mundo de múltiples asuntos y 3) el proceso político, particularmente la habilidad de los políticos para comprometerse (Besley y Case, 2003).

A partir de esto, distintos estudios empezaron a incorporar un elemento ideológico en las preferencias de los partidos, de manera que a éstos no sólo les interese ganar, sino que también les interesen los resultados de política, con lo cual ya no necesariamente maximizan su utilidad y se ubican en el centro del espectro político. De aquí surge el trabajo de Alesina (1988), quien plantea que dadas las preferencias ideológicas de los partidos surge un problema de credibilidad, ya que las promesas realizadas en campaña no necesariamente serán cumplidas por el candidato elegido una vez en el cargo, lo cual lleva a una inconsistencia dinámica -si los votantes son racionales- en la que el equilibrio más probable será la divergencia, es decir, cada partido propone la política que prefiere.⁴ Se suman a éstos los trabajos que desarrollaron modelos de citizen-candidates como Osborne y Slivinski (1996) y Besley y Coate (1997). En ellos, la identidad del candidato desempeña un rol fundamental, ya que es un indicio de cómo se desempeñará en el cargo una vez electo. Para estos casos, los candidatos que se encuentran muy alejados del votante mediano sufren una penalización que restringe las políticas a aquellas que son óptimas para un grupo importante de ciudadanos. Por otro lado, se puede mostrar que cuando no se puede hacer responsable a los candidatos por sus promesas de campaña, una vez electos implementan su política preferida (Pantoja, 2016).

Respecto de la discusión empírica, un importante avance en la literatura fue la introducción de estimaciones realizadas por medio de un regression discontinuity design en estudios que relacionan elecciones con algún resultado político. Esta metodología ayudó a obtener resultados estadísticos con mayor robustez, ya que permitió aleatorizar el resultado de la elección y, de esa forma, que la victoria de una u otra coalición sea una variable exógena independiente de características locales no observables que podrían sesgar los resultados. Un pionero en esta técnica es Lee (2001 y 2008), quien la utiliza para estimar el efecto incumbencia en la cámara de representantes de los Estados Unidos para el partido que gana o pierde por un estrecho margen. Lee et al. (2004), Pettersson-Lidbom (2007), Ferreira y Gyourko (2009), Gerber y Hopkins (2011), Freier y Odendahl (2012), Cuevas (2012), Fiva et al. (2013), Folke (2014) y Pantoja (2016) son algunos de los autores que utilizan esta metodología empírica para probar distintas hipótesis acerca del efecto del partido político. Sus resultados serán detallados en las siguientes subsecciones.

En Chile existen 345 municipalidades repartidas en 54 provincias que a la vez están distribuidas en 15 regiones, mediante las cuales se gestiona la administración territorial del país. La administración municipal recae en el alcalde, quien es la máxima autoridad municipal y está a cargo de la gestión diaria de la municipalidad, y en el concejo municipal, órgano que cumple un rol normativo, resolutivo y fiscalizador de la labor del alcalde. Ambos son electos por un periodo de cuatro años mediante elecciones directas y no tienen topes de reelección. Desde 2004 los alcaldes son elegidos por mayoría simple y los concejales por medio de un sistema proporcional.

Las municipalidades son autónomas y se encargan de la provisión de servicios básicos dentro de la comuna, como aseo y ornato, educación, salud y asistencia social; además cuentan con otras funciones como desarrollo del plan comunal, plano regulador, transporte, construcción, urbanización, vialidad, cultura, empleo, seguridad ciudadana, entre otros. Para la elaboración del presupuesto municipal, la primera semana de octubre de cada año el alcalde debe presentar una propuesta al concejo municipal para su discusión y posterior aprobación. Éste debe contemplar tanto las partidas de gastos proyectados como una estimación de ingresos municipales, y cada una de ellas puede ser modificada tantas veces como sea necesario durante su año en vigencia. Este punto es importante porque permite a los alcaldes entrantes generar modificaciones en el presupuesto desde que asumen el ejercicio. A pesar de su alto grado de autonomía, las municipalidades tienen importantes restricciones financieras dado que están imposibilitadas para endeudarse y no cuentan con atribuciones para crear o determinar sus propios impuestos como sí ocurre en otras partes del mundo. Recientemente, en 2012, se creó un mecanismo mediante el cual el gobierno entrega recursos a las municipalidades que cumplen con criterios de calificación de riesgo, los cuales son destinados a proyectos de inversión y deben ser devueltos al cabo de cinco años; éstos se descuentan de las transferencias que el gobierno hace a los municipios (Vial, 2014).

Su financiamiento proviene principalmente de dos fuentes: ingresos propios permanentes (IPP), que incluyen ingresos por derechos y patentes municipales, impuestos territoriales, permisos de circulación, multas, entre otros, y el Fondo Común Municipal (FCM), que es una herramienta de asignación solidaria de recursos entre municipalidades; incluye principalmente recursos provenientes de impuestos territoriales, permisos de circulación y aportes fiscales. Además, los municipios pueden recibir recursos mediante transferencias condicionadas por el gobierno central, los cuales consideran distintos programas destinados principalmente a inversión en bienes públicos de la comuna. Sus principales componentes son el Programa de Mejoramiento Urbano (PMU) y el Programa de Mejoramiento de Barrios (PMB). El PMU está destinado al financiamiento de inversión en infraestructura menor urbana y equipamiento comunal, y el PMB se utiliza para otorgar soluciones sanitarias para aquellas poblaciones que habitan en condiciones de marginalidad, específicamente para reducir el déficit de abastecimiento de agua y disposición de aguas servidas en áreas rurales.⁶ Los plazos de ejecución de obras de estos programas son de menos de 18 meses para el PMU y de entre 24 a 36 meses para el PMB (Llodrá, 2013). Ambos programas son administrados por la Subdere y si bien los dos tienen objetivos específicos, Cuevas (2012) y Llodrá (2013) demuestran que su entrega está sujeta a discrecionalidad política; su uso, al menos en parte, está destinado a beneficiar a alcaldes de la coalición de gobierno. Además, el gobierno central realiza transferencias no condicionadas a las áreas de salud y educación destinadas a mejoras en gestión y en calidad y a cubrir posibles contingencias, pero éstas no son contabilizadas en el área municipal sino que van directamente a las áreas educación y salud del municipio. Acuña, Carrasco, Carrasco y Cazor (2017) muestran que estas transferencias también están sujetas a discrecionalidad, al utilizarse para beneficiar a alcaldes de la coalición de gobierno.

En esta sección se introduce el modelo de participación política propuesto por Lee et al. (2004), cuya estructura se basa en Alesina (1988), y es en el que se basa la metodología desarrollada en este trabajo.

Este modelo consiste en un juego repetido entre dos partidos o coaliciones políticas que tienen distintas preferencias sobre políticas públicas.⁸ Para efectos de este trabajo, estas coaliciones políticas son NM (Nueva Mayoría, ex Concertación) y CV (ChileVamos, ex Alianza por Chile). El resultado de este modelo es que pueden producirse tres posibles equilibrios: convergencia completa, convergencia parcial y divergencia completa.

Como descripción breve del modelo, ambos partidos tienen un punto preferido de política determinado exógenamente. Al principio del periodo, cada partido anuncia su postura política, que puede diferir de su punto preferido de política. Los votantes, por su lado, son racionales y forward- looking, por lo que se forman sus propias expectativas de las políticas que los partidos efectivamente implementarán en caso de ganar. Los votantes favorecen al partido que se encuentra más cerca de su punto de política preferido, por lo que existe una ganancia del partido político de moverse hacia la posición del otro partido si es que este compromiso es creíble, ya que de esta manera podría atraer votantes con preferencias entre ambos partidos.

En el equilibrio de convergencia completa ambos partidos anuncian la misma posición política y los votantes esperan que éstos la lleven a cabo efectivamente. Este equilibrio es sostenible en la medida en que existen tasas de descuento lo suficientemente bajas para que el compromiso sea creíble, y tan pronto como uno de los partidos se desvíe de esta posición moderada se produce una pérdida de reputación que conduce a un resultado no cooperativo (divergencia completa), tal como discute Alesina (1988). En este caso, los votantes afectan la elección de política de los candidatos y la posición preferida de cada partido no tiene injerencia sobre ellos, lo cual torna irrelevante el partido del candidato que resulta electo. Un resultado importante de la estática comparativa en este caso es que dx* / dP *, dy*/dP * > 0, donde x* es la posición política comprometida por NM, y* es la posición política comprometida por CV y P * representa la popularidad subyacente de la NM, es decir, la probabilidad de que NM gane cuando ambos partidos se ubican en su punto preferido de política. De esto se desprende que un aumento de P *, es decir, del poder de negociación de NM, desplaza el equilibrio de convergencia en dirección hacia la postura preferida por NM.

El segundo equilibrio de convergencia parcial se da cuando los partidos se comprometen a posiciones moderadas que son creíbles pero sin que se produzca convergencia completa. En este caso los votantes sí pueden afectar la posición política de los partidos en cierto grado, pero no forzar a una convergencia total. Igual que en el equilibrio anterior, se tiene que dx* / dP *, dy*/dP * > 0, por lo que un aumento de P * sigue teniendo como efecto un aumento en el poder de negociación de la NM, con lo cual la posición anunciada por ambos políticos se acerca a su postura preferida. Este resultado surge porque hay casos en los que x* = y* no es pareto eficiente, pero sí lo es acercarse a una posición moderada, ya que existe un beneficio al obtener el cargo y hacerlo aumenta las probabilidades de éxito.

En el tercer equilibrio, divergencia completa, se tendrá que la política anunciada por los partidos corresponde a su punto de política preferido y los votantes esperan que éste sea efectivamente llevado a cabo. En este caso, los votantes sólo eligen entre ambas posturas políticas dadas, por lo que no tienen injerencia sobre la elección de política de los candidatos. A partir de la estática comparativa se tiene que dx * /dP * = dy */dP * = 0, por lo que ahora un aumento en P * no tiene efectos sobre la posición política adoptada por ambos partidos. Este equilibrio resulta cuando las promesas de moderación dejan de ser creíbles.

A partir del modelo anterior, Lee et al. (2004) elaboran una estrategia empírica que permite analizar frente a cuál de los tres equilibrios nos encontramos. Esta estrategia se explica a continuación.

De acuerdo con los autores, hacer directamente una estimación por OLS del efecto puro de partido político y el poder electoral del partido en cuestión -en nuestro caso NM- sobre un resultado de política no es posible, ya que no se puede observar la popularidad subyacente del conglomerado NM, P *, y sumado a esto se tendrían efectos locales inobservables capturados por el error que sesgarían la estimación. Para solucionar esto, plantean que se puede aleatorizar el partido ganador de manera que una victoria de NM SEA una variable exógena independiente de P * y del error. Para esto se calcula el “efecto puro del partido” político (π ₁) como un average treatment effect (ATE) en el periodo t de la siguiente manera:

E S t N t = 1 - E S t N t = 0 = π 1 (1)

donde S _t es el resultado de política, la cual está asociada con los casos en que N _t = 1 , lo que denota las municipalidades donde ganó un candidato de NM, y aquellos donde Nt = 0, lo que denota las municipalidades donde ganó un candidato de CV. Vale notar que si π ₁ = 0, entonces la afiliación política del alcalde no tiene impacto sobre su elección de política durante su periodo, lo cual puede deberse a que las posiciones políticas comprometidas por ambos partidos son iguales. Por otro lado, se calcula un ATE similar para t + 1:

E S t + 1 N t = 1 - E S t + 1 N t = 0 = π 0 P N , t + 1 * - P C , t + 1 * + π 1 P N , t + 1 - P c , t + 1 = ψ (2)

Este resultado se denomina efecto total de partido político y se denota Ψ, en el que P N , t + 1 * y P C , t + 1 * representan la fortaleza electoral de NM y de CV, respectivamente, en t + 1 cuando ambos se ubican en su punto de política preferido; P _{N, t + 1} es la probabilidad de equilibrio de que un candidato de la NM gane en t + 1, dado que había un alcalde de la NM en t, y P _C ,t + 1 denota la probabilidad de que un candidato de CV gane en t + 1 dado que había un alcalde de CV en t. Esta ecuación provee una estimación del efecto causal de tener la oficina alcaldicia en t en los resultados de política en t + 1, donde el efecto de una victoria de NM en t sobre un resultado de política en t + 1 es la suma de dos componentes: cuánto afectan los votantes que los partidos anuncien posiciones moderadas o factor de convergencia π ₀ P N , t + 1 * - P C , t + 1 * y cuánto afecta la diferencia entre la preferencia de cada partido o factor de divergencia (π ₁ (P _N , _{t + 1} − P _{C, t + 1} ) ).

Finalmente, los autores proponen una última ecuación con la que es posible estimar (P _{N, t + 1} − P _{C, t + 1}) y así calcular el peso relativo de los componentes del “efecto total”, con el fin de determinar cómo interactúan ambos factores al producirse un resultado de política. Este efecto se puede pensar como un “efecto incumbente” y corresponde a la probabilidad de equilibrio de que NM gane la próxima elección en t + 1 dependiendo de si ganaron o no la elección en t, es decir, una medida de fortaleza electoral de NM dado que está en el poder:

E N t + 1 N t = 1 - E N t + 1 N t = 0 = P N , t + 1 - P C , t + 1 = γ (3)

Con estos resultados es posible calcular el factor de convergencia con Ψ − π₁ γ. Asimismo, como plantean Lee et al. (2004), si los votantes sólo eligen entre políticas, hay que observar que no existe un gran cambio en las políticas elegidas por los candidatos luego de un aumento de la probabilidad de victoria, es decir, π ₀ P N , t + 1 * - P C , t + 1 * debería ser pequeño. Si los votantes no sólo eligen políticos, sino que también afectan sus elecciones de política, entonces los políticos se mueven a posiciones moderadas con el propósito de tener un aumento exógeno de sus probabilidades de ganar, por lo que un aumento en la probabilidad de victoria de un partido lleva a todos los partidos a acercarse a su punto de política preferido, es decir, π ₀ P N , t + 1 * - P C , t + 1 * debería ser relativamente grande.

Un elemento crucial de esta metodología es que N debe estar determinado exógenamente, ya que si no es así tendremos estimaciones sesgadas de las ecuaciones (4), (5) y (6).⁹ Para evitar este problema se analizan elecciones determinadas por un margen estrecho, de manera que quien gana la elección es impredecible en t−1. De esta forma, es posible decir que se aleatoriza N.

Los datos necesarios para la realización de esta investigación se extraen principalmente de dos fuentes. Por un lado, se utiliza la página del Servicio Electoral (Servel), la cual contiene los resultados de las elecciones de alcaldes a nivel municipal desde 2004 hasta 2016.¹⁰ L segunda fuente es la base de datos del Servicio Nacional de Información Municipal (Sinim), organismo dependiente de la Subdere, que contiene información detallada sobre la ejecución presupuestaria municipal desde 2001 hasta 2016, además de variables de gestión y caracterización municipal. De esta fuente también se extrajo información de variables poblacionales estimadas por el INE con base en el censo.

De esta manera, la muestra de este trabajo comprende datos de elecciones de 2004, 2008, 2012 y 2016 y datos de variables municipales desde 2001 hasta 2016. Para un periodo de tiempo t, se considera una ventana de cuatro años -tiempo que dura el periodo alcaldicio- en los que al principio ocurre la elección y luego se producen los resultados de interés. Para ajustar la realidad de Chile a nuestro modelo, se usan sólo datos de elecciones en las que la primera mayoría pertenece a una de las dos principales coaliciones políticas del país, y se trata a las coaliciones como partidos políticos, ya que no nos interesa estudiar las diferencias entre los partidos al interior de cada coalición, sino las diferencias entre alcaldes de distintas coaliciones.¹¹

Se denota NM a la coalición de centro-izquierda, que corresponde a los partidos que agrupa la Nueva Mayoría¹² para las elecciones de 2012 y 2016 y Concertación¹³ para las elecciones de 2004 y 2008, y CV a la coalición de centro-derecha, que agrupa a los partidos que pertenecen a ChileVamos¹⁴ para la elección de 2016 y a la Alianza por Chile¹⁵ para el resto de las elecciones estudiadas. En el Cuadro 1 se presenta un resumen de los resultados de las distintas elecciones desde el año 2000. En promedio, para las cinco elecciones 48% de los alcaldes son de NM y 39% de CV, mientras que 13% son alcaldes independientes o pertenecientes a partidos no adscritos a ninguna de las dos coaliciones, aunque la cifra de éstos ha crecido sostenidamente desde la elección del año 2000. En promedio, en 64% de los casos se elige un candidato de la NM cuando el alcalde de la comuna es de NM (incluyendo al mismo alcalde que va a reelección), mientras que para CV esto ocurre en promedio en 61% de los casos.

Cuadro 1

Variables	Promedio	Elección 2000	Elección 2004	Elección 2008	Elección 2012	Elección 2016
Alcaldes NM	48%	49%	59%	43%	48.5%	41%
Alcaldes CV	39%	48%	30%	41.5%	35%	42%
Alcaldes independientes	13%	3%	11%	15.5%	16.5%	17%
Total alcaldes reelectos	55.5%	-	59%	50.5%	50%	63%
Alcaldes NM reelectos	64%	-	77%	51.5%	64%	64%
Alcaldes CV reelectos	61%	-	49.5%	62.5%	53.5%	77.5%

^a

Este cuadro resume los resultados de las elecciones desde el año 2 000 en adelante para las 345 comunas de Chile. Las últimas dos filas indican el porcentaje de alcaldes reelectos de una coalición sobre los candidatos de la misma coalición electos en la elección anterior.

Las variables estudiadas corresponden a variables de ejecución presupuestaria. Nos centramos en cinco variables que son: 1) inversión municipal financiada con recursos propios (o inversión propia), 2) gasto en personal municipal, 3) transferencias a educación, 4) transferencias a salud y 5) gasto en programas sociales.¹⁶ Se ocupan variables de gasto municipal, ya que, como se mencionó en la sección “Gobiernos locales en Chile”, el alcalde está a cargo de la elaboración del presupuesto municipal y puede hacer cambios a éste durante su primer año de mandato previo acuerdo con el concejo municipal, por lo que se espera que pueda modificar el gasto en estas áreas. Además, son variables que se identifican con el lado de la oferta, por lo que dependen en baja medida de la demanda por parte de los habitantes de la comuna.

Estas variables son financiadas exclusivamente con recursos municipales, por lo que no incluyen posibles transferencias del gobierno a estas áreas. Además, están expresadas en valores monetarios, con lo cual no se puede comparar directamente el valor de una variable entre comunas dado que ellas tienen realidades financieras muy distintas. Tampoco son comparables como valores per cápita, puesto que podrían existir sesgos en caso de que alcaldes de una coalición predominen en comunas con alguna característica correlacionada con una de las variables estudiadas (por ejemplo, que predominen alcaldes de CV en comunas más pobres donde se espera un mayor gasto social per cápita). Para solucionar esto, se expresa cada una de estas variables como fracción del ingreso propio municipal, valor que comprende la suma de los ingresos propios permanentes (IPP) e ingresos provenientes del FCM.¹⁷ Cabe destacar que el alcalde puede anticipar aproximadamente cuántos serán los ingresos propios del año siguiente dado que sus componentes se pueden proyectar relativamente, por lo que se acota el efecto de posibles variaciones del ingreso propio en las variables expresadas como fracción de éstos.¹⁸

Para efectos de la estimación, se miden estas variables como el valor promedio de la variable en el periodo. En el Cuadro 2 se presenta un resumen de las variables en promedio por periodo expresadas como porcentaje de los ingresos propios municipales. Como se puede apreciar, las cinco variables suman aproximadamente 65% de los ingresos propios municipales. Además, se reporta la desviación estándar total para cada variable y también la desviación estándar de cada variable por comuna entre los distintos periodos (between) y la desviación estándar de cada variable al interior de cada cohorte (within). A partir de estas cifras, es posible observar que el valor de una variable dada cambia bastante entre cada periodo, y además, que existe una gran diferencia en el valor de cada variable entre las diferentes comunas para un periodo dado.

Cuadro 2

Variables		Media	Desviación estándar	Observaciones
Inversión propia sobre ingresos propios	overall between within	0.1368	0.1187	N = 1 378
			0.0841	n = 345
			0.0838	T = 4
Gasto en personal sobre ingresos propios	overall between within	0.2688	0.0659	N = 1 380
			0.0567	n = 345
			0.0337	T = 4
Transferencias a educación sobre ingresos propios	overall between within	0.1030	0.0730	N = 1 380
			0.0656	n = 345
			0.0320	T = 4
Transferencias a salud sobre ingresos propios	overall between within	0.0674	0.0975	N = 1 380
			0.0639	n = 345
			0.0736	T = 4
Gasto en programas sociales sobre ingresos propios	overall between within	0.0705	0.0520	N = 690
			0.0474	n = 345
			0.0215	T = 4

^a

Este cuadro resume las variables expresadas en promedios por periodo para 2001 a 2004, 2005 a 2008, 2009 a 2012 y 2013 a 2016. Para la variable Gasto en programas sociales sólo se cuenta con datos a partir de 2008.

En el Cuadro 3 se muestra la estadística descriptiva de la submuestra utilizada, es decir, incluye para cada periodo sólo las comunas en cuya elección el alcalde electo pertenece a una de las dos principales coaliciones políticas del país.¹⁹ Se reporta la media y la desviación estándar entre paréntesis para datos de elecciones, de caracterización municipal y de las variables dependientes de interés para cada periodo. La variable coalición es una dummy que toma valor 1 si el alcalde es de NM o 0 si es de CV. La variable margen de victoria NM es igual al valor de la diferencia de votación entre el primer y el segundo lugar si el candidato de la NM sacó la primera mayoría; o igual al valor negativo de la diferencia de votación entre el primer y el segundo lugar si el candidato de CV sacó la primera mayoría. Los subsidios familiares entregados corresponden a la cantidad de Subsidio Único Familiar entregada en el municipio a personas de escasos recursos que no pueden acceder al beneficio de Asignación Familiar, ya que no son trabajadores afiliados a un sistema previsional,²⁰ por lo que su entrega se basa en criterios objetivos no discrecionales. Por otro lado, los ingresos propios municipales per cápita, tal como se mencionó, corresponden a la suma del IPP y el FCM dividida entre el número de habitantes de la comuna, y el gasto total municipal per cápita corresponde a la suma de los gastos devengados en el año por comuna dividida entre su número de habitantes; ambas variables se expresan con corrección monetaria a precios de 2009.

Cuadro 3

		Periodo
Variables	Unidad	2005-2008	2009-2012	2013-2016	2017-2020
Año de elección		2004	2008	2012	2016
Coalición	0 o 1	0.66	0.50	0.58	0.49
		(0.4736)	(0.5008)	(0.4944)	(0.5008)
Participación electoral	%	0.78	0.75	0.69	0.60
		(0.3482)	(0.3816)	(0.3532)	(0.4627)
Votación 1ª mayoría	%	0.50	0.49	0.53	0.54
		(0.0949)	(0.0965)	(0.0962)	(0.1072)
Votación 2ª mayoría	%	0.33	0.33	0.34	0.33
		(0.0761)	(0.0835)	(0.0853)	(0.0935)
Diferencia votación entre 1ª y 2ª mayoría	%	0.17	0.17	0.18	0.21
		(0.1322)	(0.1447)	(0.1485)	(0.1669)
Margen de victoria NM	%	0.06	0.01	0.04	0.01
		(0.2053)	(0.2208)	(0.2327)	(0.2670)
Población	habitantes	47 461	48 899	51 662	53 161
		(75 834)	(84 113)	(92 575)	(83 187)
Fracción población mujer	%	0.48	0.48	0.48	0.49
		(0.0568)	(0.0566)	(0.0585)	(0.0442)
Fracción población mayor de 18 años	%	0.69	0.72	0.74	0.76
		(0.0433)	(0.0413)	(0.0400)	(0.0313)
Población en situación de pobreza	%	0.24	0.16	0.17	0.21
		(0.1037)	(0.0850)	(0.0784)	(0.1113)
Subsidios familiares entregados	promedio	1 837	3 093	2 672	-
	periodo	(2 018)	(3 542)	(3 198)	-
Ingresos propios municipales per cápita	M$	174.37	221.31	271.10	-
		(249.37)	(328.50)	(436.70)	-
Gasto total municipal per cápita	M$	233.92	304.17	379.43	-
		(320.73)	(400.64)	(563.80)	-
Fracción inversión propia sobre ingresos propios	%	0.148	0.111	0.115	-
		(0.1114)	(0.1034)	(0.1255)	-
Fracción gasto en personas sobre ingresos propios	%	0.263	0.272	0.284	-
		(0.0558)	(0.0691)	(0.0757)	-
Fracción gasto en educación sobre ingresos propios	%	0.113	0.104	0.092	-
		(0.0776)	(0.0730)	(0.0669)	-
Fracción gasto en salud sobre ingresos propios	%	0.052	0.058	0.106	-
		(0.0445)	(0.0726)	(0.1773)	-
Fracción gasto en programas sociales sobre ingresos propios	%	-	0.062	0.078	-
		-	(0.0447)	(0.0555)	-
Observaciones		308	291	288	286

Como se mencionó, la victoria del candidato de una u otra coalición política en una comuna determinada puede estar fuertemente influenciada por factores locales no observables, lo que puede conducir a la existencia de sesgos en una estimación por OLS. Una solución a este problema de endogeneidad es estudiar elecciones decididas por un margen estrecho, de manera que se tendrá un resultado cuasialeatorizado, es decir, ex ante ambos candidatos tienen prácticamente las mismas probabilidades de ganar y el resultado final depende de factores como la cantidad de adherentes por candidato movilizados el día de la elección y la decisión de último minuto de votantes indecisos. Para esto se ocupa un diseño de Sharp-RDD con el que se puede estimar el efecto del tratamiento “alcalde de la Nueva Mayoría”, al comparar cómo cambia una variable determinada según si ganó por un margen estrecho el candidato de la NM o el de CV. Por lo tanto, las conclusiones que se pueden obtener de este análisis son aplicables para comunas con resultados de elecciones cercanos a la discontinuidad.

Para esto, se define como running variable el margen de victoria para estimar el efecto del tratamiento “alcalde de la NM” sobre distintas variables de gastos presupuestarios del municipio. El cutoff será x _i,t = 0, por lo que las comunas con un margen de victoria positivo de NM reciben tratamiento y aquellas en que el margen es negativo no lo reciben. Formalmente, se estima la siguiente relación para la ecuación (1) que mide el efecto puro de partido:

S i , t = f x i , t + v i , t (4)

donde S _i,t es el resultado de interés al final del periodo t en la comuna i y x _i,t corresponde al margen de victoria. Se sigue un enfoque análogo para estimar la Ecuación (2), es decir, el efecto total de ganar una elección decidida por un margen estrecho en t en el resultado de política al final de t + 1:

S i , t + 1 = f x i , t + μ i , t (5)

Finalmente se ocupa el mismo mecanismo para estimar la ecuación (3), que mide el efecto incumbente:

N i , t + 1 = f x i , t + η i , t (6)

Luego, como se mencionó en “Estrategia econométrica” de la sección II, con estos resultados será posible calcular los pesos relativos de los factores de convergencia y divergencia del efecto total Ψ.

La estimación de la función del margen de victoria f(x _i,t ) se realizará mediante métodos semiparamétricos; se utilizarán local linear regression y local quadratic regression, que son combinaciones entre un kernel con un polinomio de grado 1 y grado 2, respectivamente.²⁶ Para la estimación por estos métodos se necesita determinar la ventana óptima de observaciones (o bandwidth), para lo cual se ocupa el método propuesto por Calonico, Cattaneo y Titiunik (2014), quienes demuestran que su estimador de intervalos de confianza por error cuadrático medio tiene propiedades de robustez superiores a las de otros estimadores propuestos en la literatura. En las estimaciones locales se utiliza un kernel triangular.

Un elemento importante de las estimaciones por diseño RD es que al cuasialeatorizarse la variable de asignación, ésta pasa a ser independiente de cualquier control que podamos ocupar, por lo que en esta especificación no es necesario agregar controles para obtener resultados consistentes. Al respecto, Lee y Lemieux (2010) mencionan que incluir más estructura podría inducir mayores restricciones sin haber ganancias en la identificación, por lo que también sería innecesario en este caso agregar efectos fijos. Sin embargo, Eggers, Fowler, Hainmueller, Hall y Snyder (2015) plantean que se deberían incluir variables rezagadas que estén relacionadas significativamente con la variable de asignación como controles para corregir desbalances en los datos experimentales, y Calonico, Cattaneo, Farrel y Titiunik (2016) derivan una justificación formal para ajustar por covariables, manteniendo la consistencia del estimador RD en la medida en que no incluya interacciones entre el tratamiento y covariables y que el ajuste de éstas sea equivalente arriba y abajo del umbral.

En esta sección se sigue a Lee y Lemieux (2010), quienes sostienen que para explorar la validez del diseño RD implementado hay que asegurarse, en primer lugar, de que no haya manipulación de la variable de asignación en la proximidad del cutoff. Para probar formalmente la presencia de discontinuidad en la densidad alrededor del umbral, se realizó el test propuesto por McCrary (2008). A partir de los resultados del test, se concluye que no es posible rechazar la hipótesis nula de continuidad en la variable de asignación, por lo que se descarta una posible manipulación de ésta.²⁷

En segundo lugar, se debe analizar si existen discontinuidades en variables observables determinadas ex ante, con el fin de descartar la posibilidad de que éstas afecten el margen de victoria y hagan más proclive la victoria de una u otra coalición. Esto adquiere relevancia, puesto que en el caso de encontrar discontinuidades en estas variables, se estará frente a la presencia de otros efectos ajenos a la coalición del alcalde sobre las cinco variables estudiadas. Se realizó una estimación por rd del margen de victoria sobre variables como población municipal, proporción de mujeres, proporción de mayores de 18 años, subsidios únicos familiares entregados, porcentaje de participación electoral, ingresos propios per cápita promedio en el periodo anterior y gastos totales devengados per cápita promedio en el periodo anterior. Como resultado, se obtuvo que no existen diferencias significativas en el umbral para estas variables de caracterización municipal a excepción de la proporción de mujeres calculada por local quadratic regression (LQR), que resulta ser significativa a 10% de confianza.²⁸ Se espera, por lo tanto, que no existan discontinuidades importantes en variables no observables respecto del margen de victoria.²⁹

Finalmente, se debe mencionar que se cuenta con una muestra de 1 173 elecciones, las cuales están distribuidas en los cuatro periodos estudiados, como se muestra al final del Cuadro 3. Así también, se tienen aproximadamente 860 datos para cada variable de asignación presupuestaria, las cuales están asignadas en alguno de los tres periodos alcaldicios comprendidos entre 2005 y 2016, excepto el gasto en programas sociales, variable para la cual se cuenta con aproximadamente 570 observaciones, dado que está disponible sólo a partir de 2008. Por lo tanto, es posible afirmar que se cuenta con una cantidad de datos razonables para la estimación por RD.

A partir de la estimación del efecto puro de partido, es posible evaluar cuál es el impacto del partido del alcalde elegido sobre las variables de gasto municipal en el mismo periodo. Con esto, es posible dilucidar si los alcaldes de diferentes partidos divergen o no en la generación de resultados de política a nivel municipal. Para tal fin, en primer lugar se realiza una estimación por medio de OLS sobre las variables de interés que se basa en el siguiente modelo:

S i , t = α + β × N i , t + ∑ h = 1 3 ϕ h × D i , t h + ∑ h = 1 3 λ h × D i , t h × N i , t + X i , t γ + ∈ i , t (7)

donde S _i,t son los resultados de interés, N _i,t es una dummy que toma valor 1 si el alcalde electo es de la coalición NM y 0 si es de CV. Se controla por un polinomio de grado 3 de D i , t h que corresponde a la diferencia de votación entre el primer y el segundo lugar en la elección, junto con su interacción con N _i,t para permitir flexibilidad a ambos lados del umbral. X _i,t es un vector de controles que contiene población en logaritmo natural, proporción de mujeres y proporción de mayores de 18 años.

Asimismo, por medio de una estrategia rd se estima la ecuación (4), que incluye un vector de covariables dado por la población en logaritmo natural, la proporción de mayores de 18 años y la proporción de mujeres; esta última además es significativa para la estimación de validez del diseño RD por LQR. Se usan los métodos de local lineal regression (LLR) y local quadratic regression (LQR).

Como se mencionó en la subsección “Datos” de la sección III, existe el riesgo de que haya un efecto por posibles variaciones en el denominador de nuestras variables que están expresadas como fracción del ingreso propio. Para descartar esta posibilidad, es necesario probar que no existe una discontinuidad del ingreso propio en el umbral del margen de victoria, con el fin de asegurar que el valor obtenido en la estimación refleje sólo la discontinuidad del numerador. Al estimar el efecto del partido político sobre el logaritmo de los ingresos propios promedio del periodo, se obtiene que éste no es estadísticamente distinto de 0, por lo que no es posible rechazar la hipótesis nula de continuidad y, por lo tanto, se puede afirmar que en caso de encontrar discontinuidades en la estimación de las variables expresadas en fracciones, éstas se deben al efecto sobre el numerador. En el Apéndice 4 se muestran las estimaciones por medio de los tres métodos.³⁰

En el Cuadro 5 se presentan los resultados de las estimaciones de nuestras variables de interés expresadas como fracción del ingreso propio municipal y como promedio de los cuatro años del periodo alcaldicio para cada comuna. En la columna (1) se muestra el número de observaciones de las que se dispone para cada estimación. En la columna (2) se muestra el valor medio y la desviación estándar de la variable dependiente. La columna (3) presenta los resultados de la estimación por OLS dada por la ecuación (7). Se reporta un efecto significativo negativo del partido político del alcalde en transferencias a educación del orden de 2.2%; es decir que los alcaldes de NM destinan 2.2% menos recursos a educación comparados con los alcaldes de CV. Ésta es una cifra importante, pues representa casi 22% del gasto municipal en educación. Para el resto de las variables no se encuentran efectos significativos de la coalición política del alcalde.³¹

Cuadro 5

Variables dependientes	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)
	Obs.	Media	OLS	RD LLR	RD LQR
Inversión propia promedio sobre ingresos propios	885	0.1256	−0.0126	−0.0175	−0.0215
		(0.1148)	(0.0179)	(0.0156)	(0.0220)
Gasto en personal promedio sobre ingresos propios	887	0.2735	0.0069	0.0077	0.0147
		(0.0676)	(0.0115)	(0.0121)	(0.0181)
Transferencias a educación promedio sobre ingresos propios	887	0.1035	−0.0223*	−0.0181	−0.0191
		(0.0730)	(0.0130)	(0.0126)	(0.0147)
Transferencias a salud promedio sobre ingresos propios	887	0.0718	−0.0186	−0.0066	−0.0009
		(0.1146)	(0.0179)	(0.0180)	(0.0219)
Gasto en programas sociales promedio sobre ingresos propios	579	0.0701	0.0156	0.0115	0.0267
		(0.0509)	(0.0112)	(0.0112)	(0.0211)

^a

*p < 0.1, **p < 0.05, ***p < 0.01. Los errores estándar están entre paréntesis. El conjunto de covariables incluido en los tres tipos de estimación incluye el logaritmo de la población local, la proporción de mujeres y la proporción de mayores de 18 años. En la muestra de las primeras cuatro estimaciones, 58% de los municipios está administrado por la NM, mientras que para la muestra de la estimación del gasto en programas sociales, 54% de las municipalidades está administrado por la NM.

Sin embargo, como se mencionó en “Estrategia de identificación: regresión discontinua” de la sección III, la estimación del efecto del partido político mediante OLS puede estar sesgada por la presencia de factores locales no observables, los que pueden estar correlacionados positiva o negativamente con la variable estimada y llevar al estimador a ser mayor o menor a su valor real. En las columnas (4) y (5) se reportan las estimaciones con RD. En la columna (4), que reporta la estimación RD por LLR, se observa que no se encuentran efectos significativos de la coalición del alcalde para ninguna de las variables estudiadas. La estimación RD por LQR presentada en la columna (5) confirma estos hallazgos. En particular, para el caso de las transferencias a educación, se encuentra un efecto menor en términos absolutos a los encontrados por OLS, lo que de seguro se debe a variables omitidas que se correlacionan positivamente con las transferencias a educación; sin embargo, a pesar de no ser significativamente distinta de 0, se tiene una estimación punto negativa bastante alta para la media de transferencias a educación (entre −1.81 y −1.91%), lo que resulta ser una sorpresa, pues se esperaba justamente lo contrario. Lo mismo ocurre en inversión propia, en la que se encuentra una estimación punto no significativa pero negativa y bastante alta para la media del gasto en inversión propia (entre −1.75 y −2.15%), que va en la dirección esperada. En el caso del gasto en programas sociales, se encuentra una estimación punto positiva y bastante alta para la media de la variable (entre 1.15 y 2.67%) aunque no significativa, lo que podría interpretarse como un aumento muy pequeño en este ítem para alcaldes de NM que iría en la dirección esperada.

En la Gráfica 1 se presenta el análisis visual de la estimación por RD de cada variable; se puede observar un salto negativo en la discontinuidad para educación y un salto positivo en la discontinuidad para el gasto social, aunque ninguno de éstos es significativo debido a la alta variabilidad de las observaciones (agrupadas por bins).

Gráfica 1 *Muestra promedio dentro de bin − Ajuste polinominal de orden 4

Adicionalmente, se analizó la posibilidad de que los resultados obtenidos se deban a que, para un alcalde, toma más tiempo realizar cambios en variables presupuestarias. Para esto, se estimó el efecto del partido político sobre las variables de interés al cuarto año de cada periodo alcaldicio y se obtuvieron resultados similares pero más ruidosos. Éstos se pueden observar en el análisis gráfico presentado junto a los resultados en el Apéndice 6.

De acuerdo con lo discutido en “Homogeneidad local” de la sección III, los resultados obtenidos no son los esperados para el caso chileno. De hecho, éstos son similares a los encontrados por Ferreira y Gyourko (2009) y Gerber y Hopkins (2011) para los Estados Unidos, quienes no encuentran efectos de la identidad política del alcalde sobre variables de asignación presupuestaria municipal. Este hallazgo puede ser por dos motivos principales: 1) incapacidad de los alcaldes para cumplir sus compromisos o (2) convergencia completa entre los alcaldes de distintas coaliciones políticas. Se exploran estas dos posibilidades en las siguientes subsecciones.

Hetherington (1999) demuestra que la disminución de la confianza política afecta las preferencias de los votantes y el incumbente es el principal perjudicado cuando se carece de ésta. Similarmente, Bøggild (2016) establece que las personas están significativamente menos inclinadas a confiar y votar por autoridades cuando, en el ejercicio de su cargo, sus decisiones políticas no son confiables y se realizan motivadas por una posible reelección. De esta forma, el efecto incumbente representa un resultado político a partir del cual es posible estudiar la fortaleza política de los alcaldes, medida como la capacidad de cumplir sus compromisos una vez en el cargo. Se espera que un alcalde que cumpla sus compromisos mantenga o incremente su base de apoyo para una siguiente elección; si no los cumple, verá disminuido su apoyo. La relevancia de este punto radica en que encontrar un efecto incumbente nulo o negativo significativo indicaría que los alcaldes carecen de fortaleza política, lo que podría explicar el nulo efecto puro del partido político encontrado en la sección anterior.

En el Cuadro 6 se presenta la estimación del efecto incumbente sobre la probabilidad de victoria del alcalde incumbente en t + 1 y sobre el margen de victoria del alcalde incumbente en t + 1, ambos en el caso de que el alcalde sea parte de una de las dos principales coaliciones políticas.³² En la columna (1) se muestra el número de observaciones para cada estimación. En la columna (2) se presenta la estimación por OLS basada en la ecuación (7) pero ahora S _I,T corresponde a la variable con la que se mide el efecto incumbente. Los resultados indican un efecto incumbente no significativo para la probabilidad de victoria de un alcalde de NM en t + 1, dado que había un alcalde de NM en t, y también se encuentra un efecto no significativo para el margen de victoria de un alcalde de NM en t + 1.

Cuadro 6

Variables dependientes	(1)	(2)	(3)	(4)
	Obs.	OLS	RD LLR	RD LQR
Probabilidad de victoria en t+1	781	0.0954	0.2568**	0.3218**
		(0.0903)	(0.1047)	(0.1262)
Margen de victoria en t+1	781	0.0300	0.0907**	0.1156**
		(0.0357)	(0.0409)	(0.0487)

^a

*p < 0.1, **p < 0.05, ***p < 0.01. Los errores estándar están entre paréntesis. El conjunto de covariables incluido en los tres tipos de estimación incluye el logaritmo de la población local, la proporción de mujeres y la proporción de mayores de 18 años. En la muestra de estas estimaciones 57% de los municipios está administrado por la NM.

En las columnas (3) y (4) se presentan los resultados de las estimaciones por RD de la ecuación (6); se incluye un vector de covariables dado por la población en logaritmo natural, la proporción de mayores de 18 años y la proporción de mujeres. Mientras que en la columna (3) se estima por LLR, en la columna (4) se estima por LQR. Se puede observar que el efecto alcalde de la NM sobre la probabilidad de victoria de alcalde de NM en t + 1 es significativo y del orden de 25.7% para LLR y de 32% para LQR. Para el caso del margen de victoria de un alcalde incumbente en la elección en t + 1, se reporta un efecto positivo significativo de 9% por LLR y 11.5% por LQR en mayor cantidad de votos. El menor valor reportado por las regresiones por OLS para ambas variables respecto de las regresiones por RD significa que las variables omitidas en la regresión OLS están correlacionadas negativamente con la probabilidad de victoria o el margen de victoria, lo que lleva a subestimar estos valores.

En la Gráfica 2 se presenta el análisis gráfico de la estimación por RD. En ambos casos se produce una discontinuidad en el umbral de victoria, lo que confirma los resultados obtenidos. Para la probabilidad de victoria en t + 1 se observa un salto positivo en la discontinuidad; mientras que para el margen de victoria en t + 1, si bien se observa un salto positivo más acotado en la discontinuidad, las observaciones ubicadas en ambos lados del umbral son menos llamativas, lo que explicaría la significancia de los resultados obtenidos con ambos métodos.

Gráfica 2

Los resultados obtenidos indican que en Chile sí existe efecto incumbente y, por lo tanto, los alcaldes sí cuentan con la fortaleza política necesaria para cumplir sus promesas cuando están en el cargo. El efecto incumbencia sobre la probabilidad de victoria en t + 1 es similar al reportado por Ferreira y Gyourko (2009), quienes encuentran mediante un RD un point estimate de 0.323 (error estándar = 0.055) a nivel local; mientras que se encuentra por debajo del reportado por Lee (2001 y 2008) y Lee et al. (2004) para la cámara de representantes de los Estados Unidos. Estos autores estiman un efecto incumbente sobre la probabilidad de victoria en la elección en t + 1 de cerca de 40 y 50%, respectivamente, y por debajo del efecto incumbente reportado por Cuevas (2012) para Chile, quien usa una muestra que considera las elecciones de 2004 y 2008, cuando la coalición de centro-izquierda era coalición de gobierno (en nuestra muestra hay alternancia en el poder, dado que entre los años 2010 y 2013 la coalición de centro-derecha fue coalición de gobierno). El autor encuentra que un alcalde de la coalición de centro-izquierda que va a la reelección aumenta 42% sus probabilidades de ganar. Sin embargo, el efecto incumbente aquí encontrado sigue siendo importante, ya que indica que los alcaldes sí son capaces de cumplir sus promesas durante su permanencia en el cargo, y por ende, sí serían capaces de beneficiarse de ello. Es necesario analizar entonces si, dada esta mayor probabilidad de victoria en t + 1, son capaces de acercar los resultados de política a su postura en el siguiente periodo.

En esta subsección se presentan los resultados de la estimación del efecto total del partido político sobre las variables de interés. Luego, se desagrega este efecto con los resultados de las subsecciones anteriores para obtener el efecto de los componentes de convergencia y divergencia que se describieron en “Estrategia econométrica” de la sección II.

Estimar este efecto es importante, ya que si no existiera efecto puro de partido político, pero sí efecto incumbente -como se encontró en la sección anterior-, se estaría en un escenario de convergencia donde se esperaría que la postura comprometida por todos los partidos para la siguiente elección se desplace hacia la postura preferida del partido del alcalde en ejercicio. En el Cuadro 7 se presentan los resultados de esta estimación. En la columna (1) se muestra el número de observaciones disponibles para la estimación de la columna (2). En la columna (2) se observa la estimación por RD del efecto de la coalición política del alcalde electo sobre las variables en t + 1 expresadas en promedios por periodo. Los resultados presentados están estimados por LQR.³³ Es posible observar que no se obtuvieron resultados significativos para ninguna de las cinco variables, y que sus signos son consistentes con los encontrados en la estimación del efecto puro del partido político.³⁴

En la columna (3) se calcula el componente de divergencia, que es el producto del efecto del partido político (π ₁) sobre la variable estudiada y el efecto incumbente (Ψ). Para ambos se ocupan los valores estimados por LQR. Luego, es posible calcular el factor de convergencia como la diferencia entre el efecto total y el factor de divergencia, lo que se presenta en la columna (4). En la columna (5) se muestra el porcentaje de convergencia sobre el efecto total. En esta última columna es posible observar que todos los porcentajes de convergencia están sobre 45%; sin embargo, dado que tanto los valores obtenidos para la estimación del efecto puro de partido como los del efecto total son no significativos, no es posible afirmar que estos valores sean en realidad distintos de 100 por ciento.

Cuadro 7

	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)
Variables dependientes	Obs.	Efecto totalψ	Divergencia π1× γ	Convergencia (2)−(3)	Convergencia (4)/(2) %
Inversión propia	524	−0.0322	−0.0069	−0.0253	78%
promedio sobre ingresos propios		(0.0295)
Gasto en personal	525	0.0098	0.0047	−0.0051	52%
promedio sobre ingresos propios		(0.0226)
Transferencias a educación	525	−0.0186	−0.0061	−0.0125	67%
promedio sobre ingresos propios		(0.0197)
Transferencias a salud	525	−0.0104	−0.0002	−0.0178	98%
promedio sobre ingresos propios		(0.0283)
Gasto en programas sociales	525	0.0158	0.0086	0.0072	46%
promedio sobre ingresos propios		(0.0162)

^a

*p < 0.1, **p < 0.05, ***p < 0.01. Los errores estándar están entre paréntesis. En la columna (2) se presenta el resultado de la estimación por LQR. El conjunto de covariables incluye el logaritmo de la población local, la proporción de mujeres y la proporción de mayores de 18 años. En la columna (3) se multiplica el efecto incumbente encontrado con LQR con el efecto del partido político estimado por LQR para cada variable. En la muestra de estas estimaciones, 55% de las municipalidades está administrado por alcaldes de NM.

Los resultados son similares a los encontrados por Ferreira y Gyourko (2009) para las ciudades de los Estados Unidos. Estos autores tampoco encuentran un efecto total de partido significativo, y estiman un porcentaje promedio de convergencia de dos tercios. A su vez, los resultados difieren de los encontrados por Lee et al. (2004) para la cámara de representantes de los Estados Unidos, ya que estos autores sí encuentran un efecto total de partido significativo y estiman una convergencia cercana a 0 %. Esto implica que el hecho de que haya un alcalde de cierta coalición política en un periodo no empuja las posiciones relativas de ambos partidos hacia el punto preferido de política de esta coalición para la siguiente elección.

Hasta este punto, se ha rechazado la incapacidad de los alcaldes para cumplir sus promesas y se encontró un efecto incumbente significativo. Además, se ha demostrado que entre la elección de t y la de t + 1 los candidatos no modifican sus posturas políticas. Ambos hallazgos son contradictorios entre sí, ya que, como mencionamos, se esperaría que, con una mayor fortaleza electoral del partido del alcalde, se desplace el punto de política comprometido por todos los partidos. Una posible explicación de este resultado es que los candidatos presentan la misma postura en cada periodo debido a que existe una convergencia completa en el punto donde se encuentra el votante mediano, lo que se daría en caso de una alta homogeneidad local. En este caso no habría ningún efecto de un aumento de la fortaleza electoral de un partido. Sin embargo, como se mostró en “Homogeneidad local” en la sección III difícilmente una alta homogeneidad local podría afectar a las autoridades y presionarlas a comprometerse con posturas moderadas. Esto se analiza y corrobora en la siguiente subsección.

Como se mencionó en “Homogeneidad local” en la sección III las comunas chilenas tienen una alta heterogeneidad si se las compara con las ciudades de los Estados Unidos, resultado que seguramente se debe a que las ciudades tienden a ser unidades geográficas territorialmente más chicas y a que, en los Estados Unidos, operaría con más fuerza un mecanismo de tiebout sorting, dada la mayor cantidad de atribuciones de las autoridades locales en materia de impuestos y de gasto público. Sin embargo, es posible que, aun así, el nivel de homogeneidad encontrado en las comunas chilenas sea lo suficientemente bajo para llevar a las autoridades a converger por completo en sus políticas. Para probar esta hipótesis, la muestra se divide en dos, según el coeficiente de heterogeneidad calculado (descrito en la sección III). Se tiene entonces una muestra con aquellas comunas de heterogeneidad alta que poseen un coeficiente de heterogeneidad sobre la mediana (>0.8) y otra muestra con aquellas comunas de heterogeneidad baja que tienen un coeficiente de heterogeneidad bajo la mediana (<0.8).³⁵

En caso de que la homogeneidad local esté operando como un mecanismo de convergencia, se deberían obtener estimadores punto del efecto puro de partido político más bajo para la muestra de comunas con heterogeneidad baja. En el Cuadro 8 se presentan los resultados de esta estimación para ambas muestras mediante los métodos LLR y LQR. Los resultados indican que no se encuentran estimadores punto más bajos para la muestra de heterogeneidad baja, e incluso se encuentran estimadores punto más altos -aunque no significativos- para la muestra de heterogeneidad baja.

Cuadro 8

	Heterogeneidad alta			Heterogeneidad baja
Variables dependientes	Obs.	LLR	LQR	OBS.	LLR	LQR
Inversión propia	398	−0.0093	−0.0035	397	−0.0355	−0.0333
promedio		(0.271)	(0.0364)		(0.0237)	(0.0293)
Gasto en personal promedio sobre ingresos propios	399	0.0165	0.0217	398	0.0220	0.0238
		(0.0162)	(0.0226)		(0.0217)	(0.0221)
Transferencias a educación promedio sobre ingresos propios	399	−0.0080	−0.0195	398	−0.0266	−0.0304
		(0.0210)	(0.0274)		(0.0185)	(0.0212)
Transferencias a salud promedio sobre ingresos propios	399	−0.0005	−0.0030	398	−0.0039	−0.0121
		(0.0258)	(0.0385)		(0.0268)	(0.0324)
Gasto en programas sociales promedio sobre ingresos propios	261	0.0207	0.0257	259	0.0152	0.0238
		(0.0210)	(0.0241)		(0.0152)	(0.0197)

^a

*p < 0.1, **p < 0.05, ***p < 0.01. Los errores estándar están entre paréntesis. El conjunto de covariables incluido en los dos tipos de estimación contiene el logaritmo de la población local, la proporción de mujeres y la proporción de mayores de 18 años. En la muestra de comunas con heterogeneidad alta, 59% de los municipios está administrado por la NM, mientras que para la muestra de comunas con heterogeneidad baja, 58% de las municipalidades está administrado por la NM.

Por lo tanto, es posible rechazar la hipótesis de que la homogeneidad local presiona a los candidatos a posiciones moderadas como explicación de por qué no se encuentran efectos puros ni efectos totales del partido político del alcalde a pesar del alto efecto incumbente encontrado. Esto se contrapone a los hallazgos de Ferreira y Gyourko (2009), quienes encuentran un menor efecto de partido político en ciudades más homogéneas. A partir de este resultado, los autores argumentan que, para el caso de los Estados Unidos, la homogeneidad local sí estaría operando como un mecanismo de convergencia; es decir que la convergencia posiblemente se deba a la mayor homogeneidad reportada en sus ciudades.

Los resultados encontrados indican que no existe un mecanismo de interacción política que explique satisfactoriamente cómo se determinan las variables de gasto presupuestario en un municipio. Esto implica que el nivel de estas variables es independiente del partido político del alcalde, lo que se explicaría por una limitación de los alcaldes para hacer cambios en materia de gastos presupuestarios.³⁶ A partir de esto es posible conjeturar que existen motivos institucionales que explicarían los hallazgos obtenidos como: 1) la falta de atribuciones del alcalde en materia presupuestaria, lo que impediría en la práctica la posibilidad de redistribuir recursos entre distintas partidas. Esto podría ser por la existencia de presupuestos muy limitados en las distintas áreas municipales o porque existen recursos ya comprometidos a distintos proyectos iniciados en gestiones anteriores. Lo anterior se suma a las restricciones de endeudamiento en el mercado financiero que tienen las municipalidades. 2) El rol del concejo municipal que tiene la facultad de bloquear los cambios presupuestarios que impulsa un alcalde si no cuenta con una clara mayoría que lo apoye dentro del concejo. Además, se esperaría que esta falta de apoyo ocurra con mayor frecuencia en comunas donde el alcalde gana por un estrecho margen. 3) La interacción con otros organismos públicos que también tienen injerencia en los bienes y servicios prestados a nivel municipal como el gobierno regional y el provincial, la Secretaría de Desarrollo Regional y Administrativo (Subdere) y una gran cantidad de ministerios que con sus políticas pueden comprometer recursos municipales (por ejemplo, si el Ministerio de Salud [MINSAL] crea un consultorio nuevo en una comuna se comprometen recursos municipales para financiar su operación en el futuro); o bien, la descompresión de recursos municipales (por ejemplo, si la SUBDERE financia un programa de mejoramiento urbano que de otro modo se tendría que haber realizado con recursos municipales).

Esta hipótesis va en línea con lo planteado por Besley y Case (2003) en cuanto a la capacidad de las instituciones para afectar el proceso político y la habilidad de los políticos para comprometerse. Gerber y Hopkins (2011) sostienen un punto similar para explicar la incapacidad de las autoridades locales en los Estados Unidos para hacer cambios en los resultados de políticas en ciertas áreas. Estos autores plantean que las restricciones políticas y estructurales sobre los gobiernos locales anulan la habilidad de los alcaldes para llevar a cabo sus políticas preferidas. Por lo tanto, los resultados obtenidos se podrían atribuir al rol de las instituciones, las cuales limitan la capacidad de los alcaldes de hacer cambios en materia presupuestaria acordes con sus preferencias y/o con las de los votantes.

Una de las hipótesis alternativas a la propuesta es que la convergencia en las políticas de las autoridades locales podría explicarse por el hecho de que la estructura de administración o del gobierno municipal esté dividida o hasta confrontada, es decir, que el concejo municipal esté bajo control de la coalición política contraria a la del alcalde. Esto podría estar restringiendo la capacidad de los alcaldes de introducir cambios, ya que podría ocurrir que los alcaldes que se enfrentan a concejos municipales controlados políticamente por su oposición política quieran realizar cambios, pero no puedan hacerlos debido a que no cuentan con el apoyo político ni la aprobación del concejo municipal.

De acuerdo con lo anterior, podría pasar también que la dinámica presupuestaria local esté influida por la alineación partidaria vertical. La literatura muestra que las transferencias de gobiernos centrales a gobiernos locales, que a menudo se producen por favoritismo político hacia los gobiernos locales alineados (véase Acuña et al., 2017), pueden afectar las prioridades de gasto local y, por lo tanto, de presupuestación (véase Corvalan, Cox y Osorio, 2018). De hecho, los gobiernos centrales tienen incentivos a la hora de garantizar que los alcaldes de su coalición política respondan a las necesidades de los votantes en interés de su propio capital político. Por lo tanto, los municipios alineados políticamente con el gobierno central podrían beneficiarse de transferencias extraordinarias u otros recursos que reduzcan su necesidad de renegociar presupuestos, y que además les den la flexibilidad necesaria para responder a las necesidades de los votantes.

El principal objetivo de este trabajo es estudiar la formación de resultados de política a nivel municipal en Chile, centrándose en el rol de la identidad política del alcalde y el papel que desempeñan los votantes. En esa línea, éste es el primer trabajo que investiga el efecto del partido político del alcalde sobre variables de ejecución presupuestaria con el fin de entender si en esta materia los votantes afectan las posiciones comprometidas por los distintos candidatos o si los votantes se limitan a elegir entre posturas políticas distintas sin tener ningún efecto sobre ellas. Para esto se utiliza un diseño de regresión discontinua que entrega una cuasialeatorización del candidato ganador, y así evitar posibles sesgos por características no observables que sean endógenas al partido ganador.

A diferencia de lo esperado para el caso chileno, se encuentra que el partido político del alcalde no tiene efectos sobre variables de gasto municipal durante su periodo alcaldicio. Por otro lado, existe un efecto incumbente positivo reflejado en un aumento de las probabilidades de ganar la siguiente elección para un candidato de la misma coalición política que el alcalde en ejercicio (incluido el mismo alcalde), dado que este último ganó su elección por un margen estrecho. Se esperaría entonces que esta mayor probabilidad de victoria se refleje en resultados de políticas más cercanos al punto preferido del alcalde para el siguiente periodo alcaldicio, pero se encuentra que el partido político del edil tampoco tiene efectos sobre las variables de gasto municipal en el siguiente periodo. Asimismo, se explora la presencia de homogeneidad local como un posible mecanismo de convergencia que explique los resultados, y se demuestra que el efecto de partido político no es más bajo para comunas con menor homogeneidad, lo que permite descartar esta hipótesis.

Estos resultados indicarían que las autoridades de los gobiernos locales en Chile son incapaces de hacer cambios en materia de gastos presupuestarios, lo que se podría explicar por motivos institucionales, dentro de los cuales están la falta de atribuciones de los alcaldes en materia presupuestaria, el rol del concejo municipal y la interacción con otros organismos públicos.

En este sentido, los hallazgos de este trabajo indican que existe una serie de restricciones que enfrentan las políticas de presupuesto a nivel comunal y que no permiten alinear la política de gastos municipales con las preferencias de los votantes o del alcalde en ejercicio. Sería interesante evaluar en un futuro estudio si este resultado se replica para otras áreas de gestión municipal mediante la metodología aquí propuesta. Por lo pronto, Cuevas (2012) da las primeras luces al respecto, pues demuestra que los alcaldes de distintas facciones políticas convergen completamente en cuatro de las cinco variables de gestión municipal que estudia.

Al analizar hipótesis alternativas, los resultados indican que, en el margen, los alcaldes de la coalición de centro-izquierda sin apoyo político del concejo municipal gastan de 7.1 a 8.4% más en programas sociales que los alcaldes de la coalición de centro-derecha sin apoyo político del concejo municipal. De modo similar, en el margen, cuando los alcaldes de la coalición de centro-izquierda están alineados políticamente con el gobierno central gastan de 3.9 a 5.6% más en programas sociales que los alcaldes de la coalición de centro-derecha cuando éstos están alineados políticamente con el gobierno central.

Así, si se toman en consideración los distintos resultados, se puede concluir que frente a las restricciones impuestas por la institucionalidad chilena que restringen las decisiones de gasto municipal según partido político, el gasto en programas sociales se convierte en la única herramienta que los alcaldes tienen para hacer valer los conceptos de manejo de gasto propiciados por su partido. De todas maneras, esto sólo acontecería en función de la configuración del concejo municipal y del signo político del gobierno central de turno. Por consiguiente, el grueso de la política de gasto municipal chileno no variaría según las preferencias de los votantes o del alcalde en ejercicio.

En el futuro se podría profundizar en el mecanismo de homogeneidad local en la medida que se cuente con más datos a nivel comunal para estudiar con mayor profundidad si existe un efecto de homogeneidad local detrás de los resultados obtenidos. Finalmente, se debe destacar que, frente a estos resultados, adquieren mayor relevancia los modelos de citizen-candidate, en los que la identidad o los atributos de los candidatos -más que su tendencia política- puede ser una mejor señal de su capacidad de gestión en el cargo, y por ende se convierten en los atributos más valorados por los electores. Un ejemplo del uso de estos modelos es Pantoja (2016), quien no encuentra efectos del partido político del alcalde en la tasa de embarazo adolescente, pero sí encuentra efectos del género de la autoridad municipal.