Efecto Noviembre
Por Carlos Díaz [1]
Desde hace ya más de medio siglo, la economía cuenta con un
marco teórico que nos permite estudiar la criminalidad de la misma manera que
lo hacemos con cualquier mercado. Si bien no fue el primero en usar teoría económica
para entender por qué los individuos incurren en actividades delictivas, Gary
Becker[2] puso la piedra fundamental de lo que hoy conocemos como “teoría económica del
crimen”.[3] En su artículo “Crime and Punishment: An Economic Approach” de 1968, Becker propone
un modelo de oferta y demanda en el que los individuos son agentes
perfectamente racionales que basan su decisión de cometer delitos en las
ganancias netas que esperan obtener por su incursión delictiva. En otras
palabras, el individuo comparará los beneficios esperados de incumplir con una ley
(por ejemplo, el valor del botín que obtendría por perpetrar un hurto) con los
eventuales costos monetarios que enfrentará si es capturado y condenado (por
ejemplo, la fianza que debería pagar o los ingresos que se perdería por estar
privado de libertad).
A la luz de este enfoque, ¿con qué posibilidades cuenta el
gobierno en materia de seguridad pública? En el corto plazo, el hacedor de
políticas puede controlar dos variables con la finalidad de alcanzar el nivel
de criminalidad óptimo para la sociedad: (i) la probabilidad de que el
delincuente sea condenado (le podemos llamar “p”, tal como lo hace
Becker en su artículo), y (ii) el castigo que finalmente enfrentará a causa del
delito cometido (Becker lo denomina “f”). Si bien el impacto relativo de
cada una de ellas dependerá finalmente de cómo los criminales valoren el riesgo[4],
ambas son clave a la hora de evaluar cómo una política pública puede afectar
los niveles de criminalidad. A su vez, la oferta de delitos debería ser
decreciente en ambas, en la medida que sus aumentos representan incrementos en
los costos esperados por delinquir. Tomando como referencia este enfoque,
podemos analizar si la reciente transformación que vivió el sistema de justicia
penal uruguayo debería (o no) afectar los niveles de seguridad pública.
El 1º de noviembre de 2017 entró en vigor el nuevo Código
de Proceso Penal (CPP), lo que implicó el abandono del viejo sistema
inquisitivo y escrito, para dar lugar a un sistema penal acusatorio,
adversarial, oral y público. Por un lado, uno de los cambios más importantes se
vincula directamente con la variable p del modelo de Becker: al separar
las funciones de acusar y juzgar, la investigación queda a cargo de los fiscales
quienes, representando los intereses del Estado, deben llevar pruebas a los jueces,
cuya tarea es exclusivamente la de juzgar. De esta manera, la indagatoria del
delito pasó del Poder Judicial a la Fiscalía General de la Nación (FGN), lo que
supuso un cambio más que significativo en la naturaleza y en el volumen de las
tareas que llevan adelante los fiscales. Es importante notar que esta
modificación también pudo haber impactado el trabajo del Ministerio del
Interior, ya que ahora la Policía Nacional debe llevar adelante la
investigación bajo las órdenes de un fiscal, y no de un juez como ya estaba
acostumbrada.
Por otro lado, el nuevo CPP también introdujo
modificaciones que afectarían directamente el castigo que enfrentan los
imputados, f. De la mano del nuevo sistema penal viene el “proceso
abreviado”, una instancia en la que el Ministerio Público y la Defensa pueden
acordar una condena para el imputado en la propia audiencia de formalización,
evitando así el juicio oral y público. Parecen haber dos incentivos claros a
favor del uso de este instituto: (a) de parte del Ministerio Público, se logra
que el proceso termine de manera rápida, evitando así llegar al juicio oral,
que puede ser largo, desgastante e incierto, y (b) de parte de la Defensa, se
logra una pena menor (y de manera más rápida) a la que probablemente se llegue
si el proceso termina con un juicio. Respecto a este segundo punto, es
importante precisar que la Defensoría Pública (servicio que brinda el Poder
Judicial y del que se benefician la mayoría de los indagados) también tiene
importantes incentivos para que el proceso termine de forma rápida. Si bien su
mandato legal es asegurar una defensa correcta del indagado, es preciso tener
presente que los abogados de oficio no reciben reconocimientos especiales por
lograr absoluciones y que, al igual que los fiscales, sus cargas de trabajo
también serán mayores si llevan a juicio oral una mayor proporción de los casos
que atienden.
¿Sería razonable que un fiscal decida ir por un juicio oral
cuando puede ofrecer una pena menor, terminar el proceso y ser más expeditivo
en su trabajo? La respuesta parecería ser, en la mayoría de los casos, “no”
(sobre todo teniendo en cuenta el incremento en la carga de trabajo que acusan
los propios fiscales[5]).
¿Sería razonable que la Defensa prefiera un juicio largo y de resultado
incierto, cuando puede asegurarse una reducción de la pena de manera cierta y
rápida? Si bien la respuesta puede depender de la preferencia por el riesgo del
defendido, es bastante probable que también sea un “no”. Los datos de la FGN
van en esta misma línea: de cada diez noticias criminales con imputación o
resueltas, siete lo hacen por la vía del proceso abreviado.[6]
Teniendo en cuenta este enfoque, vayamos a las cifras.[7] Lo que mejor podemos hacer[8] en este caso es mirar las denuncias que recibe la Policía Nacional[9],
tal como muestra la Figura 1 para los seis delitos más frecuentes de
Montevideo: hurto (46% del total de denuncias), rapiña (17%), violencia
doméstica (9%), daños (7%), amenazas (6%), y lesiones personales (3%), que
representan casi el 90% del total de las denuncias del año 2018. A simple
vista, se puede notar un claro incremento en el número de denuncias registradas
luego de que se comenzara a implementar el nuevo CPP (línea vertical azul, t=0). Sin embargo, la inspección visual
no es suficiente para aseverar que la causa del aumento sea efectivamente la
entrada en vigor del nuevo Código o, en palabras del propio ministro del
Interior, que haya existido un “efecto noviembre”.
Para poder hacer inferencia causal, debemos reconocer el
problema de falta de información que enfrentamos: desconocemos la cantidad de
denuncias que hubiésemos observado a partir del 1º de noviembre de 2017 de
haberse mantenido el viejo sistema inquisitivo. Una alternativa es emplear un
diseño de regresión discontinua y aproximar funciones que nos permitan comparar
los niveles de denuncias en fechas que estén suficientemente cerca del día del
cambio de régimen. El supuesto clave de esta estrategia de identificación es
que las posibles diferencias en las condiciones para delinquir de los días cercanos
al 1º de noviembre respondan exclusivamente al tipo de CPP que se encuentra
vigente (con las consecuencias que esto trae, tanto sobre p como sobre f).
A los efectos de ilustrar el procedimiento, podemos emplear
diferentes polinomios globales (o sea, usando todos los datos disponibles) para
los días que están antes y después de que el nuevo CPP se comienza a
implementar. Las Figuras 2(a)-2(d) muestran el ajuste de dichos polinomios (que
van de grado 0 a 3, respectivamente), donde el “efecto” del nuevo proceso penal
sería la distancia vertical entre las dos líneas al momento t=0.
Si bien los polinomios ajustados sugieren la posible existencia
de un “efecto noviembre”, la estimación correcta no debería hacerse mediante el
uso de polinomios “globales”, sino “locales”: o sea, empleando exclusivamente
observaciones cercanas a la fecha del cambio de régimen.[11] Para que esta selección –a la que solemos llamar “ancho de banda”– no resulte
arbitraria, haremos que los propios datos sean los que la determinen (de forma
tal de minimzar el error de estimación). A su vez, dentro del ancho de banda
que resulte seleccionado, le daremos mayor peso[12] a los días más cercanos al 1º de noviembre de 2017. Los gráficos de las Figuras
3(a) y 3(b) muestran los resultados de las estimaciones usando cuatro criterios
diferentes de selección de ancho de banda[13],
para polinomios locales de grado[14] 1 y 2, respectivamente.
Para los polinomios de primer grado, en todos los casos se
observan efectos locales positivos (y significativos, al menos al 5%) que van
de 20 a 24 denuncias diarias para estos seis delitos en Montevideo.[15] Teniendo en cuenta que se pasó de un promedio diario de 253 denuncias durante
el año antes de la aplicación del nuevo CPP, a un promedio diario de 330
denuncias durante el primer año del nuevo régimen procesal, el efecto que aquí
capturamos representa un 26%-31% de dicho incremento. Es importante hacer
hincapié en que estos datos sugieren la existencia de un efecto “local”, o sea
para los días cercanos al comienzo de la implementación del nuevo CPP.[16] Por su parte, cuando empleamos un polinomio de segundo grado, los coeficientes
son comparables (aunque algo menores) y con tres de los cuatro casos
considerados también significativos (aunque alguno al 10%).
Cuando efectuamos el análisis por tipo de crimen,
observamos resultados claramente heterogéneos:
Al observar las Figuras 4(a) y 4(b), lo primero que podemos
decir es que las estimaciones anteriores parecen explicarse por el
comportamiento de las denuncias por hurto, que representan la mitad de las
denuncias con las que estamos trabajando. También se verifican efectos
positivos y altamente significativos en denuncias por amenazas y lesiones
personales. Sin embargo, los coeficientes dejan de ser estadísticamente significatvios
en las estimaciones para las denuncias por rapiña, violencia doméstica y daño.
Es interesante el caso de las rapiñas, donde el coeficiente llega hasta ser
negativo. En otras palabras, estos resultados no nos permitirían hablar de un
posible “efecto noviembre” para estos delitos, lo que contrasta con otras
estimaciones que han circulado.
Para terminar, resulta fundamental poner énfasis en dos
aspectos. Primero, dado el enfoque teórico presentado al principio, no parece
justo asociar el posible “efecto noviembre” únicamente al proceso abreviado o a
otras vías alternativas de solución del conflicto penal y del proceso: no
podemos olvidar la variable p del
modelo que propone Becker (1968). En este sentido, la disminución en el número
de imputaciones durante los primeros seis meses de aplicación del nuevo CPP podría
indicar una reducción en la probabilidad de que un delincuente fuera atrapado y
condenado durante ese período.[18] Segundo, incluso cuando hayamos identificado un “efecto noviembre” para ciertos
tipos de denuncia, la evaluación de la reforma del sistema de proceso penal
uruguayo no debería realizarse exclusivamente desde esta perspectiva: podría
ser perfectamente legítimo que una sociedad estuviese dispuesta a asumir mayores
niveles de inseguridad a cambio de un sistema de proceso penal que otorgue más
garantías (o, por poner otro ejemplo, a cambio de un sistema penitenciario más
humano, lo que llevaría a una reducción implícita de los castigos asociados con
la privación de libertad). Entender estos puntos resulta clave si pretendemos
alcanzar un debate sensato en materia de seguridad pública.
Agradecimientos: a
Javier Donnangelo y al equipo de la División Estadística y Análisis Estratégico
del Ministerio del Interior por facilitarme los datos necesarios para este
proyecto; a Diego Gonnet y al equipo del Departamento de Políticas Públicas de
la Fiscalía General de la Nación por atender todas mis consultas sobre el nuevo
Código de Proceso Penal; y a Diego Gutiérrez por su excelente desempeño como
asistente de investigación.
[1] Este artículo es una versión preliminar y muy resumida
de mi proyecto “Breaking the Code: Can a New Penal Procedure Affect Public
Safety?”, del que muy pronto tendré una versión actualizada para circular (carlos.diaz@ucu.edu.uy).
[2] Gary Stanley Becker
(1930-2014) fue un economista estadounidense, profesor de la Universidad de
Chicago. En 1992 recibió el premio Nobel de Economía por “haber extendido el
alcance del análisis microeconómico a una amplia gama de comportamientos e
interacciones humanas, incluyendo aquellas que están fuera de los mercados”.
[3] Becker (1968, p. 209)
reconoce que Jeremy Bentham y Cesare Beccaria emplean análisis económico de una
manera explícita cuando explican las razones del comportamiento ilegal.
[4] A modo de ejemplo, si
suponemos que los delincuentes tienen preferencia por el riesgo,
entonces el enfoque de utilidad esperada de este modelo sugiere que deberían
ser más sensibles ante cambios en p que a modificaciones comparables en f
(Becker 1968, p. 178).
[5] La Asociación de Magistrados Fiscales del Uruguay (AMU) han tomado diferentes medidas gremiales por considerar que enfrentan alta carga laboral y superposición de tareas a causa de la implementación del nuevo CPP.
[6] Datos del Departamento de Políticas Públicas de la FGN para el primer semestre de este año.
[7] Con el nuevo CPP, las noticias criminales comenzaron a llegar directamente a la FGN, aumentando la transparencia del sistema. Luego de ser consultados, el Ministerio del Interior y la FGN coinciden en que no hay evidencia para atribuir el aumento de las denuncias al nuevo procedimiento.
[8] Lamentablemente no podemos observar los hechos que efectivamente ocurrieron, sino debemos conformarnos con los casos reportados a la policía (que, obviamente, dependen de la propensión a denunciar de los ciudadanos).
[9] Datos diarios (enero 2014 a junio 2019, inclusive) del Observatorio Nacional sobre Violencia y Criminalidad del Ministerio del Interior.
[10] Los gráficos fueron hechos en Stata usando el comando rdplot de Calónico, Cattaneo, Farrell y Titiunik (2017). El número de puntos observados cae por el uso de intervalos.
[11] Los polinomios locales evitan que observaciones muy distantes al cambio de régimen distorsionen el ajuste del polinomio cerca de t=0, donde vamos a efectuar la medición. Por esta misma razón es preferible usar polinomios de grado bajo (1 o 2).
[12] Los pesos quedarán determinados por una función kernel triangular.
[13] Las estimaciones también se hicieron en Stata
mediante el comando rdrobust de Calónico, Cattaneo, Farrell y Titiunik
(2017). En esta ilustración se usan procedimientos de selección para el ancho
de banda que son óptimos para MSE
(Mean Squared Error) y CER (Coverage
Error Rate), únicos (mserd y cerrd) y diferentes para cada
lado del umbral (msetwo y certwo). A modo de ejemplo, cuando el
polinomio es de primer grado, en los casos simétricos se usan 104 días para MSE y 71 días para CER, mientras que en los dos
restantes se emplean los siguientes anchos de banda: (178, 132) y (121, 90)
para MSE y CER, respectivamente.
[14] Como ya mencionamos, no es recomendable trabajar con polinomios de grado 3 o mayor cuando usamos un diseño de regresión discontinua. Por detalles, se puede consultar “Why High-Order Polynomials Should Not Be Used in Regression Discontinuity Designs" de Gelman e Imbens (2018).
[15] Si bien el proyecto usa datos para Montevideo, las estimaciones que aquí observamos son comparables a las que obtendríamos para el total del país.
[16] Es importante aclarar que estos cálculos son acompañados de una serie de estudios de robustez que exceden el propósito de esta columna, pero que sí son parte del artículo original.
[17] Según un estudio que encargó el Poder Ejecutivo a Spencer Chainey (University College of London), las rapiñas deberían haber continuado su tendencia decreciente de no haberse aplicado el nuevo CPP. Es importante resaltar dos aspectos: (i) Chainey utiliza un diseño de series de tiempo interrumpida, o sea un método diferente al que aquí se emplea, (ii) el propio autor ha señalado que sus resultados se deben tomar con cautela, debido a que la tendencia antes de la implementación del nuevo CPP no resulta significativa.
[18] La evolución mensual de la cantidad de imputaciones logradas por ambos CPP fue publicada por la FGN y está disponible en su página web.