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Explorando a base de dados hondurenha BONO 10.000

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perguntada Mai 20 em Economia por CICERO FILHO (26 pontos)  

Galiani, Sebastian, Nadya Hajj, Patrick J. McEwan, Pablo Ibarrarán, and Nandita Krishnaswamy. “Voter Response to Peak and End Transfers: Evidence from a Conditional Cash Transfer Experiment.” American Economic Journal: Economic Policy 11, no. 3 (August 2019): 232–60. https://doi.org/10.1257/pol.20170448.

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1 Resposta

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respondida Mai 20 por CICERO FILHO (26 pontos)  
editado Mai 20 por CICERO FILHO

Contextualização

Diversos países tiveram alguma experiência com programas de transferência de renda nas últimas décadas na América Latina, como o Programa de Educación, Salud y Alimentación (Progresa) no México, do Bolsa Família no Brasil, do Programa de Asignación Familiar (PRAF) hondurenho, entre outros.

Embora esses programas tenham trazido diversos resultados positivos, como o aumento da matrícula escolar e a diminuição do trabalho infantil, melhoria nutricional das infantil, a diminuição da pobreza, entre outros, eles têm grande potencial de influenciar o comportamento eleitoral dos beneficiários.

Existem diversas formas para implementação de programas de transferência de renda. (Fiszbein et al. 2009, Adato e Hoddinott 2010), no entanto geralmente os políticos fazem uso desses programas para “capturar” famílias mais pobres, embora essas transferências não sejam condicionadas a apoio politico. (Stokes 2005, Finan e Schechter 2012).

Dessa forma, os eleitores que se beneficiam dessas transferências “tendem” a expressar sua “gratidão” com o voto (Sobel 2005, Finan e Schechter 2012 e Lawson e Greene 2014), eles tendem a “recompensar” os políticos que fizeram transferências maiores. Talvez porque eles veem isso como sinal de competência daquela gestão (Rogoff 1990; Drazen and Eslava 2006, 2010; Manacorda, Miguel, and Vigorito 2011; and Healy and Malhotra 2013). Além disso, a literatura indica que existem efeitos positivos nos votos para o Partido no poder, quando são feitas transferências de renda mais intensas próximas do período eleitoral (Zucco 2013).

Experimento

Para a análise, foi feito um experimento prático em Honduras sobre o impacto de transferências de renda para famílias pobres sobre as eleições locais, tendo como foco o impacto de picos de transferência em períodos eleitoral. A eleição analisada foi a de 2013, em que maiores transferências de renda levaram a um aumento do turnout e na participação dos votos do partido no poder. Duas são as principais hipóteses para esse evento, a primeira é de que os eleitores foram vítimas de um viés cognitivo, enquanto a outra é de que eles propositalmente geram tal resposta. Em ambas as hipóteses, o experimento confirmou que há efeitos nos votos e que a maior sensibilidade está em relação aos dados econômicos.

O paper usou o programa de transferência de renda (CCT) hondurenho chamado Bono 10000 para estimar seus efeitos no turnout das eleições e resultados das eleições; para isso, foram usadas três variações do programa, que diferem em timing e valores transferidos. Os programas foram distribuídos aleatoriamente entre 816 vilarejos, o grupo CCT1 começou a receber o benefício em junho de 2012, mesma data que o CCT3 (este sendo o grupo de controle), enquanto o grupo CCT2 teve de responder um questionário sobre consumo, educação e saúde, começando a receber a transferência apensa em junho de 2013; as eleições ocorreram em novembro de 2013.

O paper usou dados do programa de transferência de renda (CCT) hondurenho chamado Bono 10000 para estimar seus efeitos no turnout e no resultado das eleições. Foram utilizados microdados do censo, dados do TSE, e dados do Departamento de Assuntos Econômicos e Sociais, para 816 vilarejos, organizados em painel. As variáveis incluem o gênero dos eleitores, idade, etnia, escolaridade e atributos de moradias que representam renda e riqueza.

Os programas foram divididos em três variações (CCT1, CCT2 e CCT3) nos programas de transferência de renda, que diferem em timing e quantidade de recursos transferidas. O grupo CCT1 recebeu transferências maiores em março de 2013 (mais de 20% do pagamento ocorreu em apenas duas semanas); CCT2 também recebeu esses recursos em junho de 2013; o grupo CCT3 não teve alteração nas transferências. As eleições ocorreram em novembro/2013.

Principais resultados

Os principais resultados indicam que o turnaround dos eleitores foi 2,5% e 2,3% maior em CCT1 e CCT2, respectivamente, em comparação com o grupo CCT3, enquanto o partido no poder teve maior participação nos votos na ordem de 2,4% e 1,9% naqueles grupos, em comparação com esse. Para avaliar esse impacto, foi realizada uma regressão dos resultados das votações sobre o total de transferências por eleitor e o pico final de transferência por eleitor, ambas variáveis endógenas, e ambas foram instrumentadas com CCT1 e CCT2. Foi verificada a existência de um aumento no turnout e votos do partido no poder em 0,6% e 0,5%, respectivamente, para cada 100 lempiras (cerca de $5).

A literatura da economia comportamental sugere que os eleitores tenham sido vítimas de um viés cognitivo, em que os indivíduos tendem a sobrevalorizar momentos de maior prazer ou desprazer, assim como o último evento. Contudo, também é possível que os resultados não advenham de um viés cognitivo, mas que eleitores racionais tendam a, propositalmente, premiar os que estão do poder por transferências maiores ou mais recentes, contudo, não é possível testar essas hipóteses diretamente. Outras explicações para os resultados foram analisadas e descartadas. É possível que a participação nos questionários tenha influenciado as percepções dos eleitores quanto às preferências redistributivas e competências do partido no poder.

Principais contribuições

O paper possui três contribuições principais: (i) A literatura empírica clássica indica, sem aplicações práticas, que os eleitores respondem às condições macroeconômicas vigentes, especialmente em anos eleitorais (Kramer 1971, Nordhaus 1975, Fair 1978 e Markus 1988). Assim, esse trabalho promove evidências práticas sobre como os eleitores respondem aos picos de transferências e às transferências tardias. Os resultados são consistente com o conceito heurística pico já estudada para vários aspectos (por exemplo, Kahneman, Wakker e Sarin 1997; Healy e Lenz 2014). (ii) Contribui para uma literatura crescente sobre o desenvolvimento econômico que mostra como o timing de transferência monetárias pode moderar os efeitos no consumo das famílias e no investimento em capital humano. Ambos os resultados mostram que transferências lump-sum podem relaxar as restrições de poupança e endividamento, o estudo também mostra que essas transferências podem ter consequências políticas importantes. (iii) O trabalho fornece uma explicação política direta sobre dificuldades comuns de implementação de programas de transferência.

Códigos

Foi utilizado o software STATA para reprodução das 4 tabelas de resultado do trabalho.

Tabela 1: "Number of villages in the main and restricted estimation samples"

tab treatment

tab treatment if sampleflag==1

Tabela 2: "Baseline characteristics of villages in the main estimation sample"

preserve

gl variaveis "sharepnacional2009 sharepliberal2009 female age lenca school literate work dirtfloor pipedwater electriclight sewerseptic"

keep \$variaveis treatment sampleflag

bysort treatment: outreg2 using "table_2",sum(log) eqkeep(mean sd N) replace

keep if sampleflag==1

bysort treatment: outreg2 using "table_b1",sum(log) eqkeep(mean sd N) replace

restore

foreach v in \$variaveis {
    display "`v'" // indicar a variável atual
    reg `v' CCT1 CCT2,robust // regredir em relação a CCT1 e CCT2
    test CCT1=CCT2=0 // teste F (significância conjunta)
    ksmirnov `v' if CCT1==1 | CCT3==1,by(treatment) //p-valor KS restrito CCT1 e CCT3
    ksmirnov `v' if CCT2==1 | CCT3==1,by(treatment) //p-valor KS restrito CCT2 e CCT1
    reg `v' CCT1 CCT2 if sampleflag==1,robust // regredir em relação a CCT1 e CCT2 com amostra restrita
    test CCT1=CCT2=0 // teste F (significância conjunta)
    ksmirnov `v' if sampleflag==1 & (CCT1==1 | CCT3==1),by(treatment) //p-valor KS restrito CCT1 e CCT3
    ksmirnov `v' if sampleflag==1 & (CCT2==1 | CCT3==1),by(treatment) //p-valor KS restrito CCT2 e CCT1
    }   

Table 3: "Effects on turnout and incumbent party vote share in the 2013 presidential election"

gl tipos "participation nacional"

foreach v in \$tipos {
    *Base não restrita
    reg share_p_`v' CCT1 CCT2, robust //regredir share em relação a CCT1 e CCT2
        test CCT1=CCT2 // teste F (significância conjunta)
        local p : display \%4.2f r(p) //salvar p-valor (teste F)
        sum share_p_`v' if CCT3==1 //estatísticas de sumarização
        local m : display \%5.1f `r(mean)' //salvar média CCT3  
        outreg, keep(CCT1 CCT2) merge(s1) se starlevels(10 5 1) starloc(1) bdec(2) summstat(r2_a \ N) summtitle("Adjusted R2" \ "N") addrows("CCT3 mean",`m'\"p-value (CCT1=CCT2)",`p') //Tabela formatada
    reg share_p_`v' CCT1 CCT2 \$vars, robust //regredir share em relação a CCT1, CCT2 e lista de variáveis
        test CCT1=CCT2 // teste F (significância conjunta)
        local p : display \%4.2f r(p) //salvar p-valor (teste F)
        sum share_p_`v' if CCT3==1 //estatísticas de sumarização
        local m : display \%5.1f `r(mean)' //salvar média CCT3          
        outreg, keep(CCT1 CCT2) merge(s1) se starlevels(10 5 1) starloc(1) bdec(2) summstat(r2_a \ N) summtitle("Adjusted R2" \ "N") addrows("CCT3 mean",`m'\"p-value (CCT1=CCT2)",`p') //Tabela formatada
    *Base restrita (mesmos passos anteriores)
    reg share_p_`v' CCT1 CCT2 if sampleflag==1, robust
        test CCT1=CCT2
        local p : display \%4.2f r(p)
        sum share_p_`v' if CCT3==1 & sampleflag==1
        local m : display \%5.1f `r(mean)'          
        outreg, keep(CCT1 CCT2) merge(s2) se starlevels(10 5 1) starloc(1) bdec(2) summstat(r2_a \ N) summtitle("Adjusted R2" \ "N") addrows("CCT3 mean",`m'\"p-value (CCT1=CCT2)",`p')
    reg share_p_`v' CCT1 CCT2\$vars if sampleflag==1, robust
        test CCT1=CCT2
        local p : display \%4.2f r(p)
        sum share_p_`v' if CCT3==1 & sampleflag==1
        local m : display \%5.1f `r(mean)'          
        outreg, keep(CCT1 CCT2) merge(s2) se starlevels(10 5 1) starloc(1) bdec(2) summstat(r2_a \ N) summtitle("Adjusted R2" \ "N") addrows("CCT3 mean",`m'\"p-value (CCT1=CCT2)",`p')}    

Tabela 4: "Effects on other parties' vote shares in the 2013 presidential election"

gl type "liberal libertad anticorrupcion"

foreach v in \$type {
    *Base não restrita
    reg share_p_`v' CCT1 CCT2, robust //regredir share em relação a CCT1 e CCT2
        test CCT1=CCT2 // teste F (significância conjunta)
        local p : display \%4.2f r(p) //salvar p-valor (teste F)
        sum share_p_`v' if CCT3==1  //estatísticas de sumarização
        local m : display \%5.1f `r(mean)' //salvar média CCT3          
        outreg, keep(CCT1 CCT2) merge(s1) se starlevels(10 5 1) starloc(1) bdec(2) summstat(r2_a \ N) summtitle("Adjusted R2" \ "N") addrows("CCT3 mean",`m'\"p-value (CCT1=CCT2)",`p') //Tabela formatada 
    reg share_p_`v' CCT1 CCT2 \$vars, robust //regredir share em relação a CCT1, CCT2 e lista de variáveis
        test CCT1=CCT2 // teste F (significância conjunta)
        local p : display \%4.2f r(p) //salvar p-valor (teste F)
        sum share_p_`v' if CCT3==1 //estatísticas de sumarização
        local m : display \%5.1f `r(mean)' //salvar média CCT3          
        outreg, keep(CCT1 CCT2) merge(s1) se starlevels(10 5 1) starloc(1) bdec(2) summstat(r2_a \ N) summtitle("Adjusted R2" \ "N") addrows("CCT3 mean",`m'\"p-value (CCT1=CCT2)",`p') //Tabela formatada
    *Base restrita (mesmos passos anteriores)
    reg share_p_`v' CCT1 CCT2 if sampleflag==1, robust
        test CCT1=CCT2
        local p : display \%4.2f r(p)
        sum share_p_`v' if CCT3==1 & sampleflag==1
        local m : display \%5.1f `r(mean)'          
        outreg, keep(CCT1 CCT2) merge(s2) se starlevels(10 5 1) starloc(1) bdec(2) summstat(r2_a \ N) summtitle("Adjusted R2" \ "N") addrows("CCT3 mean",`m'\"p-value (CCT1=CCT2)",`p') 
    reg share_p_`v' CCT1 CCT2 \$vars if sampleflag==1, robust
        test CCT1=CCT2
        local p : display \%4.2f r(p)
        sum share_p_`v' if CCT3==1 & sampleflag==1
        local m : display \%5.1f `r(mean)'          
        outreg, keep(CCT1 CCT2) merge(s2) se starlevels(10 5 1) starloc(1) bdec(2) summstat(r2_a \ N) summtitle("Adjusted R2" \ "N") addrows("CCT3 mean",`m'\"p-value (CCT1=CCT2)",`p') 
    }
...