Escobari y Hoover fingen una triple diferencia y empeoran las cosas
Esta es la decimotercera de una serie de publicaciones de blog que abordan un informe de Diego Escobari y Gary Hoover que cubre las elecciones presidenciales de 2019 en Bolivia. Sus conclusiones no resisten un escrutinio, como observamos en nuestro informe Cinco centavos antes de monedas de diez centavos. Aquí ampliamos varias afirmaciones y conclusiones que Escobari y Hoover hacen en su artículo. Enlaces a publicaciones: parte uno, la segunda parte, parte tres, cuarta parte, quinta parte, sexta parte, parte siete, octava parte, parte nueve, parte diez, parte oncey parte doce.
En el ultima publicaciónObservamos que, en consonancia con explicaciones benignas plausibles de los resultados electorales, relajar el supuesto de tendencias paralelas ayudó a explicar la victoria de Evo Morales en la primera vuelta de 2019. Incluso interpretando el aumento del apoyo a Morales, que de otro modo sería inexplicable, como “fraude”, el efecto es demasiado pequeño para ser políticamente importante. Ofreciendo la peor interpretación posible, hubo fraude en las elecciones de 2019, pero fue innecesario porque Morales habría ganado de todos modos.
También vimos que Escobari y Hoover reformularon radicalmente su análisis. Abandonaron la línea de investigación según la cual el anuncio del TSE “creó un experimento natural”. En su lugar, Escobari y Hoover descartaron todas las explicaciones benignas para las tendencias no paralelas, argumentando que la existencia de tendencias no paralelas sirve en sí misma como evidencia de fraude a favor de Morales.
Este cambio de enfoque apesta a razonamiento post-hoc; está completamente fuera de lugar. De hecho, Escobari y Hoover dan un mordisco más a la manzana con modelos de “diferencia en diferencia en diferencia”. La idea es que si hay una doble diferencia en el margen de voto del MAS-CC, algo de esto podría ser un reflejo benigno de factores que inducen una doble diferencia en el margen de voto de los partidos menores.
Este pensamiento tiene cierta validez, ya que los votantes eligieron Bolivia Dice No (21F) en el referéndum de 2016 sobre el Movimiento Tercer Sistema (MTS) más de 4:1 en las áreas urbanas, en comparación con menos de 2:1 en las áreas rurales. Sin embargo, este es un enfoque de diferencia en diferencia en diferencia sólo de nombre. Los mismos resultados de 2016 se utilizan como base de referencia para las dobles diferencias entre los partidos mayoritarios y menores. Por lo tanto, en la diferencia “triple” las líneas de base se cancelan exactamente. Lo que Escobari y Hoover realmente ofrecen es una doble diferencia para los partidos principales utilizando la diferencia de los partidos menores como base. Esto queda claro en los resultados de tabla 1donde eliminar todos los datos de 2016 del análisis no tiene ningún efecto en la estimación.
tabla 1
| Datos completos | Solo datos de 2019 | Datos completos | Solo datos de 2019 | |
|---|---|---|---|---|
| (1) | (2) | (3) | (4) | |
| APAGADO x TRATAMIENTO x Y2019 | 16,26 (0,634) | 16,26 (0,647) | ||
| APAGADO x TRATAMIENTO | * | 16,26 (0,634) | * | 16,26 (0,660) |
| APAGADO x Y2019 | -13,26 (0,595) | -13,25 (0,607) | ||
| CERRAR | 13,77 (0,624) | 0,511 (0,091) | 2,616 (0,166) | -8,018 (0,329) |
| TRATAMIENTO x Y2019 | 10,95 (0,253) | 10,95 (0,258) | ||
| TRATAR | * | 10,95 (0,253) | * | 10,95 (0,263) |
| Año 2016 | 0,101 (0,624) | 0,090 (0,237) | ||
| Constante | -3,173 (0,238) | -3,071 (0,036) | -1,383 (0,058) | -1,707 (0,129) |
| Efectos fijos | ||||
| Recinto | Sí | Sí | ||
| Observaciones | 138,164 | 69.102 | 138,164 | 69.102 |
| 2 | 0.037 | 0.061 | 0,755 | 0.555 |
* La estimación reportada es extremadamente pequeña
Fuentes: TSE, OEP y cálculos del autor.
La Tabla 1 muestra una diferencia triple (doble) de 16,26 puntos porcentuales, sin importar si se incluyen datos de 2016 ni si se incluyen controles geográficos. Tenga en cuenta que, aparte de los resultados principales, las interpretaciones no son las mismas de una columna a otra. Por ejemplo, el coeficiente de APAGADO de 13,77 en la columna 1 es el aumento en el apoyo neto al referéndum desde las primeras estaciones hasta las últimas. En la columna 2, el coeficiente de APAGADO es el aumento de los márgenes de los partidos minoritarios desde las primeras estaciones hasta las últimas.
Véase también que el coeficiente SHUTDOWN de la columna 2 estima el aumento en el margen de MTS-21F desde las estaciones tempranas hasta las tardías. Esto es idéntico a la suma de los coeficientes APAGADO y APAGADO x Y2019 de la columna 1. Por supuesto, estos 0,51 puntos porcentuales más la diferencia “triple” estimada dan como resultado 16,77 puntos porcentuales, exactamente nuestra diferencia única original para MAS-CC. Todos los resultados tienen sentido si los datos de 2016 simplemente se cancelan.
podemos ver en Figura 1 las dobles diferencias restantes tienen como base los márgenes de los partidos menores.
Figura 1
La “triple” diferencia se reduce a diferencia en diferencia: con y sin controles geográficos
Fuentes: TSE, OEP y cálculos del autor.
Una vez más, las pequeñas participaciones obtenidas por los partidos menores prácticamente exigen que no pueda haber una tendencia importante en comparación con la de los partidos principales. Esto deja una gran doble diferencia de más de 16 puntos porcentuales.
Ahora, Escobari y Hoover afirman que su triple diferencia llega a sólo 2,9 puntos porcentuales. Somos completamente incapaces de reproducir resultados similares y creemos que se trata de algún tipo de especificación errónea, ya sea en la teoría o en la práctica.
Escriben:
Este es el modelo completo de triple diferencia con algunos controles adicionales, en gran medida irrelevantes. Podemos usar los coeficientes estimados para calcular su resultado declarado.
Lo cual claramente no es una diferencia en diferencias en diferencias, ya que esto requeriría ocho términos, consistente con el modelo de estimación. Ahora bien, hay al menos dos posibles explicaciones para esto. Una explicación es que Escobari y Hoover simplemente informaron erróneamente su fórmula real. Otra explicación es que caracterizaron erróneamente bDDD como una triple diferencia.
Entonces que es bDDD si no una triple diferencia? Para hacer la notación un poco más compacta, reescribimos esto como
Y = ([111]-[011]) – ([101]-[001]) – ([110]-[010])
Una verdadera diferencia en diferencia en diferencia sería
z = ([111]-[011]) – ([101]-[001]) – ([110]-[010]) + ([100]-[000])
En Tabla 2vemos como calcular Yyo basado en el modelo estadístico. Los seis términos de la fórmula suman no bDDDsino bDDD–a1
Tabla 2
| Coeficientes entre estaciones | Específico de la estación | ||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| [111] = | 1 | 2 | 3 | 1 | 2 | 3 | +bDDD | yod | yo |
| -[011] = | 2 | 3 | 3 | yod | yo | ||||
| -[101] = | 1 | 3 | 2 | yod | yo | ||||
| [001] = | 3 | yod | yo | ||||||
| -[110] = | 1 | 2 | 1 | yod | yo | ||||
| [010] = | 2 | yod | yo | ||||||
| Y = | 1 | +bDDD |
Afortunadamente, esto funciona de todos modos, porque SHUTDOWN se absorbe completamente en los efectos a nivel de estación. Escobari y Hoover en realidad no estiman a1pero simplemente asuma que es cero.
De todos modos, este enfoque de triple diferencia (que se reduce a una diferencia en diferencia entre partidos mayores y menores) para estimar el fraude es aún más cuestionable porque la suposición de tendencias paralelas es aún más efímera. Aunque Escobari y Hoover nuevamente permiten tendencias no paralelas, también nuevamente señalan que la diferencia en las tendencias indica fraude por parte de Morales. Incluso si estos resultados pudieran reproducirse, la interpretación sigue siendo tan defectuosa como la procedente de los modelos de diferencias en diferencias.
Escobari y Hoover ofrecen un modelo más para comprobar el fraude: la discontinuidad de la regresión. Esta no es la primera aplicación de la discontinuidad de la regresión a los datos electorales bolivianos. Aunque presentado de manera menos formal, esto es en realidad lo que Irfan Nooruddin contribuyó a los desacreditables informes de auditoría de la OEA. Idrobo, Kronick y Rodríguez abordan muchas de las deficiencias del enfoque de la OEA en su artículo. También abordamos problemas conceptuales con el enfoque de Nooruddin en el Anexo de nuestro artículo anterior.
En lugar de entrar en muchos detalles, simplemente observamos esto: en la medida en que hay alguna discontinuidad significativa en los datos electorales de 2019, observamos una discontinuidad casi idéntica en 2016. Esta es una confirmación adicional de que los resultados de finales de 2019 eran predecibles.
Figura 2
Si hubo una discontinuidad significativa en 2019, persistió desde 2016
Fuentes: TSE, OEP y cálculos del autor.