Resumo. Palavras chave: ciclos políticos; assistência à saúde; eleições municipais; Brasil, Regressão Descontínua. Área: Economia

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Ciclos Políticos e Saúde Pública:

Uma abordagem empírica baseada em um desenho de Regressão Descontínua1 Maria Izabel Mendes*

Flávia Chein§

Resumo

O objetivo do artigo é avaliar os efeitos do alinhamento político sobre a assistência à saúde nos municípios brasileiros. Para tanto, adota-se uma abordagem de regressão descontínua, nas versões paramétrica e não paramétrica, baseada em resultados de eleições do executivo municipal, referentes ao ano de 2008, em que o primeiro e o segundo colocados pertenciam a coligações opostas. Esta proposta é um avanço para esta literatura, uma vez que trabalhos empíricos já realizados tem explorado apenas o efeito das alianças políticas sobre os gastos públicos. A assistência à saúde é medida por indicadores de saúde construídos a partir de informações do DATASUS, incluindo mortalidade infantil por diarreia, mortalidade infantil geral e mortalidade materna. As variáveis referentes às eleições foram retiradas do Tribunal Superior Eleitoral (TSE). Entre os resultados encontrados, destacam-se: i) gastos em saúde são menores em municípios alinhados ao presidente; ii) os efeitos do alinhamento político é mais sensível aos dois primeiros anos após o pleito eleitoral; iii) a continuidade sobre os indicadores de saúde pode indicar que os tomadores de decisão são sensíveis a esses indicadores de assistência a saúde, evitando escolhas oportunistas.

Palavras chave: ciclos políticos; assistência à saúde; eleições municipais; Brasil, Regressão Descontínua

Área: Economia

1

As autoras agradecem ao apoio financeiro do CNPq, Capes e FAPEMIG.

*

Doutorando do Programa de Pós Graduação em Economia/UFJF.

§

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2 Alinhamento Político e Saúde Pública:

Uma abordagem empírica baseada em um desenho de Regressão Descontínua Introdução

Fatos históricos têm demonstrado a estreita relação entre a política e a economia, evidenciando como os objetivos políticos afetam o comportamento das variáveis econômicas. Neste contexto, analisam-se como as alianças políticas que se formam no período eleitoral podem influenciar o nível de gasto e os indicadores de assistência à saúde dos municípios brasileiros. A importância de se analisar esta relação específica advém da classificação da saúde como um bem meritório (Musgrave, 1950), e, portanto, a alocação de recursos neste setor por parte dos governos torna-se socialmente desejável (Riani, 1997). Entretanto, de acordo com a teoria dos Ciclos Políticos, para alcançar ou manter-se no poder, o agente político precisa mostrar que é capaz de chefiar um Estado que garanta as necessidades essenciais de cada eleitor. Assim, é possível existir um viés na condução de políticas públicas a fim de atender interesses eleitoreiros.

A teoria dos Ciclos Políticos subdivide-se em dois modelos principais, a saber: modelo oportunista e o modelo partidário. O modelo oportunista ou teoria do comportamento político oportunista de Downs (1957) e Nordhaus (1975) afirma que o agente político visa unicamente à manutenção do poder. Independentemente de um viés ideológico, o objetivo é a maximização dos votos. Já o modelo partidário de Hibbs (1977) apresenta uma relação de causalidade entre as decisões políticas motivadas por interesses ideológicos e os ciclos econômicos. Assim, partidos políticos comprometidos com interesses distintos se comportam de forma diferente, buscando atender aos grupos que tem maior afinidade ideológica.

No Brasil as pesquisas sobre a existência de ciclos político-econômicos têm avançado nos últimos anos devido aos processos de redemocratização, de organização do sistema partidário e da confiabilidade dos dados. Os estudos têm sido realizados nas três esferas administrativas (Federal, Estadual e Municipal) e, em sua maioria, há evidências empíricas que sugerem a existência dos ciclos. As principais temáticas abordadas referem-se aos efeitos oportunista e partidário sobre os gastos e investimentos públicos. Dentre eles, podem-se destacar os trabalhos de Sakurai e Gremaud (2007), Ferreira e Bulgarin (2007), Nakaguma e Bender (2010), Novaes e Mattos (2010), Mendes e Chein (2015), entre outros. Porém, esses trabalhos utilizam, em sua maioria, estimadores em painel que embora façam o tratamento adequado para capturar os efeitos específicos não observáveis das unidades tratadas, não garantem a exogeneidade do efeito do ciclo político sobre as variáveis em análise. Assim, qualquer correlação empírica entre o ciclo político e a variável de interesse pode ser

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3 completamente dirigida por condições socioeconômicas locais que afetam tanto o resultado eleitoral quanto o fenômeno em foco.

Neste trabalho, utiliza-se o desenho da regressão descontínua (RD) sobre as disputas eleitorais acirradas para revelar motivações políticas por trás da alocação de recursos em saúde dos municípios e as implicações sobre os indicadores de saúde. Alguns trabalhos, como Brollo e Nannicini (2012), Leão, Mello e Ferraz (2012) já mostram como as variáveis de gasto são afetadas em períodos eleitorais, usando esta mesma metodologia.

Ressalte-se que as análises sobre o setor de saúde trazem algumas limitações para os trabalhos científicos. Devido à extensão e à complexidade do tema optou-se por fazer um recorte sobre a assistência à saúde materno-infantil visto à relevância destas variáveis como proxies para indicar o nível de saúde e de desenvolvimento socioeconômico das populações.

Além dessa introdução, este artigo está organizado em mais quatro seções. A seção 2 traz uma breve contextualização sobre a estrutura de saúde no Brasil. Em seguida, apresenta-se a análiapresenta-se descritiva dos dados a fim de dar suporte ao tratamento aplicado sobre as variáveis selecionadas. A seção 4 contempla a descrição metodológica dos modelos empregados, seguidos dos resultados estimados. Por fim, na seção 5, são elencadas as principais conclusões.

2. Financiamento da Saúde no Brasil

O Sistema Único de Saúde (SUS)2 é o modelo oficial público de atenção à saúde no Brasil, baseado na assistência integral e totalmente gratuita para a totalidade da população. A base teórica do sistema é o federalismo fiscal e a descentralização, ou seja, a gestão da saúde é descentralizada, baseada na municipalização da oferta de serviços. Os gestores do SUS são os representantes de cada esfera de governo designados para o desenvolvimento das funções do Executivo na saúde. No âmbito nacional, o Ministro da Saúde; no âmbito estadual, o Secretário de Estado da Saúde e no âmbito municipal, o Secretário Municipal de Saúde. Os gestores do SUS têm como funções a coordenação, articulação, negociação, planejamento, acompanhamento, controle, avaliação e auditoria do sistema de saúde de sua competência.

A distribuição de recursos no SUS é organizada por um modelo de transferência de recursos federais para os governos subnacionais. Estas transferências ocorrem de forma regular e automática, do Fundo Nacional de Saúde aos Fundos Estaduais de Saúde (FES) e de

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O SUS foi criado pela Lei Nº 8.080/1990 - Lei Orgânica da Saúde – definido como o “conjunto de ações e serviços de saúde, prestados por órgãos e instituições públicas federais, estaduais e municipais, da Administração direta e indireta e das fundações mantidas pelo Poder Público, incluídas as instituições públicas federais, estaduais e municipais de controle de qualidade, pesquisa e produção de insumos, medicamentos, inclusive de sangue e hemoderivados, e de equipamentos para saúde”.

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4 Fundos Municipais da Saúde (FMS), devendo observar critérios diversos, como, o perfil demográfico e epidemiológico da população, características da rede de serviços de saúde, desempenho no período anterior, níveis de participação da saúde nos orçamentos municipais e estaduais, previsão de investimentos, ressarcimento do atendimento prestado a outras esferas de governo. Estes mecanismos determinam capacidades diferenciadas para redistribuição de recursos entre estados e municípios, uma vez que estão atrelados em maior ou menor grau à capacidade instalada e de produção de serviços públicos e privados credenciados ao SUS existente em uma dada jurisdição.

Segundo Lima (2007), esta estrutura corrobora para acentuar desigualdades socioeconômicas, e, em um contexto de escassez de recursos para a saúde, tem moldado o posicionamento dos atores federativos e as relações de cooperação e conflito, estimulando a criação de novos critérios e mecanismos de redistribuição de recursos federais a partir da segunda metade da década de 1990. Dessa forma, a autora acredita que a política de saúde vem desenvolvendo mecanismos próprios que interagem, em um contexto específico, com variáveis estruturais e institucionais de difícil modificação pelos atores que atuam no setor da saúde.

Embora não se possa ignorar que há um esforço para superação das desigualdades regionais e locais, visando a uma melhor redistribuição de recursos financeiros pela esfera federal a fim de garantir uma maior homogeneidade no financiamento da saúde, há ainda um grande espaço para a alocação de recursos vinculada à interesses políticos e partidários.

3. Análise Descritiva dos Dados

A análise inicial tem como interesse descrever o cenário político apresentado nas eleições municipais de 20083. As variáveis eleitorais foram obtidas na base de dados do Tribunal Superior Eleitoral (TSE), são elas: candidatos e vencedores nas eleições municipais e nacionais, seus partidos e a quantidade de votos alcançados. A partir dessas informações é possível construir outras variáveis que descrevam o processo eleitoral. A variável base de controle político inserida no estudo é uma variável dummy que indica o alinhamento entre o partido do prefeito e o partido do presidente. Esta variável assume o valor um se os partidos forem os mesmos e zero em caso contrário4.

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Optou-se por não trabalhar com áreas mínimas comparadas para que não houvesse perdas nas informações relacionadas às variáveis de eleição e seu consequente impacto sobre o escopo deste trabalho. Nas regressões, foram excluídos os municípios que foram criados após 2005, assim como os municípios que deram origem a esses, restando 5548 unidades.

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Essa estratégia foi adotada com base no modelo empírico de Leão, Mello e Ferraz (2012) e Videira e Mattos (2011).

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5 O Brasil é uma república democrática com três níveis de governo, a saber: central, regional e local. O país adota um sistema pluripartidário em que os vários partidos podem assumir lideranças em todo o território e em qualquer nível de governo. A governabilidade só é garantida se o membro representante maior do poder Executivo possuir apoio administrativo da maioria nas câmaras do poder Legislativo. Assim, é comum haver coalizões entre os partidos a fim de que se garanta a aprovação de projetos e leis e o controle sobre o aparato burocrático à disposição do poder Executivo.

É válido ressaltar que há uma diferença no calendário eleitoral brasileiro para a disputa de cargos dos governos central e regionais e os governos locais, gerando sobreposição dos ciclos eleitorais entre os níveis. De forma que, cada governante eleito em nível central e regional no poder Executivo é contemporâneo a dois mandatos de prefeito, e vice e versa. No ciclo eleitoral sob análise o partido da situação é o Partido dos Trabalhadores (PT).

Nas eleições de 2008, 9,73% dos municípios (540) foram liderados por governos cujos prefeitos estavam alinhados ao governo central. Desse total verifica-se que, em 1618 municípios, ou seja, 29,16% da amostra, a diferença de votos entre candidatos alinhados e não alinhados foi de até 10%. Em 16,08% municípios (892) a diferença de votos entre os candidatos alinhados e não alinhados foi de até 5%.

Os dados financeiros e orçamentários em saúde são captados pelas variáveis gasto total com saúde, gasto total com saúde e saneamento e transferências de recursos do SUS da União para o município (repasses fundo a fundo, ou seja, do Fundo Nacional de Saúde para o Fundo Municipal de Saúde). As despesas de saúde e saneamento e as transferências de recursos do SUS são disponibilizadas pela base de dados Finbra – Finanças do Brasil – de responsabilidade da Secretaria do Tesouro Nacional (STN). Já o gasto total com saúde é um dos indicadores de gestão municipal de saúde disponíveis no Sistema de Informações sobre Orçamentos Públicos em Saúde – SIOPS5. As tabelas 1 e 2 trazem as estatísticas descritivas das variáveis referentes ao ciclo eleitoral de 2008 (2008-2012).

É importante enfatizar que, durante todo o ciclo analisado, houve um aumento do gasto total em saúde entre os períodos. A média do ciclo do gasto total em saúde por município foi de R$ 15 milhões. Entre 2008 e 2009, o aumento do gasto total médio em saúde foi de aproximadamente 10,14%. O mesmo ocorreu com o gasto total em saúde e saneamento, que teve um aumento médio de 6,8% entre os anos de 2008 e 2009. A média do gasto total com saúde e saneamento por municípios no ciclo de 2008 foi de R$ 17,90 milhões.

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Este banco de dados é alimentado pelos próprios municípios, por meio do preenchimento de dados em software desenvolvido pelo DATASUS/MS. Tem por objetivo apurar as receitas totais e os gastos em ações e serviços públicos de saúde.

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6 Tabela 1: Estatísticas descritivas das variáveis no ciclo eleitoral de 2008

Ciclo 2008 (2009-2012)

Ano 2008 2009 Ciclo 2008 2009 Ciclo 2008 2009 Ciclo 2008 2009 Ciclo 2008 2009 Ciclo

Variáveis Total de Observações Média Desvio Padrão Mínimo Máximo

Gasto Total com Saúde 5448 5448 21792 12.4 13.8 15 87.2 98.9 107 0 0 0 5040 5770 6350

Transferências de Recursos do SUS 5482 5520 11148 4,582 5,239 5,480 30,2 30,5 34,8 0 0 0 1130 1350 1350

Gasto Total com Saúde e Saneamento 5182 4939 20190 15 16.1 17.9 107 115 125 0 0 0 56400 63000 67400

Fonte: Elaborado pela autora com base nos dados disponibilizados pelo SIOPS/DATASUS e Finbra/STN Nota: Os valores estão determinados em reais, e foram deflacionados com índice IGP-DI, ano base 2012

Tabela 2: Estatísticas descritivas variáveis de saúde no ciclo eleitoral de 2008

Ciclo 2008 (2008-2012)

Total de Observações Média Desvio Padrão Mínimo Máximo

Taxa de Mortalidade Infantil por diarreia 21788 1,76 68,05 0 9800

Taxa de Mortalidade Infantil geral 21788 14,46 13,5 0 208.33

Taxa de Mortalidade Materna 21788 0,61 2,61 0 125

Fonte: Elaborado pelas autoras com base nos dados disponibilizados pelo SIOPS/DATASUS e Finbra/STN

Nota: Os valores das taxas estão expressos por mil nascidos vivos. Foi retirado da amostra o município de Amambaí (MT), pois o site do DATASUS registra um total de 222.222 óbitos por diarreia em menores de um ano de idade. Não foram encontradas evidências de que esse valor esteja correto.

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7 Quanto à assistência à saúde, dada a dificuldade de descrever o nível de assistência à saúde, optou-se por usar variáveis relacionadas à mortalidade infantil6. O quadro 1 traz uma breve descrição das variáveis de assistência à saúde selecionadas.

Quadro 1: Descrição das variáveis de Assistência à Saúde

Variáveis Dependentes Descrição

Taxa de Mortalidade de

Menores de um ano por diarreia por mil nascidos vivos

Total de crianças com idade até 11 meses e 29 dias que foram a óbito por diarreia, por mil nascidos vivos. Este total é obtido através da somatória de óbitos de menores de 28 dias por diarreia e de óbitos de 28 dias a 11 meses e 29 dias por diarreia.

Taxa de Mortalidade Infantil menores de um ano de idade por mil nascidos vivos.

Número de óbitos, menores de um ano de idade, segundo o local de residência do falecido, por mil nascidos vivos.

Taxa de Morte Materna por mil nascidos vivos

Número de mulheres em idade fértil (10 a 49 anos), segundo o local de residência da falecida, dividido pelo total de nascimentos, multiplicados por mil. Indicativo se o óbito ocorreu durante a gravidez, parto, aborto ou puerpério.

Fonte: Elaborado pelas autoras

4. Estratégia Empírica

O modelo de regressão descontínua (RD) é uma estratégia empírica quase experimental. O uso deste modelo objetiva avançar na identificação da relação entre o alinhamento político e a assistência à saúde. Os métodos tradicionais (estimadores em painel) ao comparar municípios governados por prefeitos alinhados ao presidente e aqueles com prefeitos não alinhados, provavelmente gerarão estimativas tendenciosas devido ao problema da endogeneidade. Pois, as políticas locais de saúde podem estar correlacionadas com características específicas, como as transferências de recursos relacionadas à capacidade instalada dos municípios, e isso poderia influenciar também o ciclo político.

Logo, seguindo a abordagem econométrica proposta por Imbens e Lemieux (2008) e Lee e Lemieux (2010), define-se como como o valor do indicador da assistência à saúde potencial do município i, se o prefeito é alinhado ao presidente, e como o nível da assistência à saúde do município, se o prefeito é não alinhado ao presidente, em um período de tempo específico t. O objetivo é estimar a diferença do potencial resultado em uma disputa acirrada entre prefeitos alinhados e não alinhados, isto é, , em que é a variável que determina se o município i receberá o tratamento ou não . O problema de inferência causal estabelecido é que não se pode observar, ao mesmo tempo, os dois resultados possíveis. Ou seja, é impossível medir o nível de assistência à saúde

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Há uma ampla literatura que discute a validade de seu uso (Leal e Szwarcwald, 1996; Reidpath e Allotey, 2003).

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8 para um mesmo município em um mesmo momento no tempo sob um governo alinhado e sob um governo não alinhado.

A intuição da estratégia de identificação é que nas cidades em que os candidatos a prefeitos não alinhados ao presidente que venceram as eleições por uma estreita margem de votos contra um candidato alinhado pode ser um bom contrafactual para aqueles municípios em que o oposto ocorreu (um candidato a prefeito alinhado venceu um candidato não alinhado por um estreita margem de votos). Neste sentido, a identificação baseia-se no pressuposto de que em disputas acirradas fatores aleatórios são cruciais para decidir as eleições. Portanto, a probabilidade de ganhar é a mesma para ambos os candidatos, alinhados ou não ao presidente.

A variável define o status do tratamento: = 1 se o prefeito é do

mesmo partido do presidente, ou seja, alinhado, e = 0, em caso contrário. O resultado observado é = O estimador de

interesse é o efeito médio do tratamento (ATE), , definida sobre a

população de interesse.

Neste caso, a população de interesse incluiu apenas os municípios em que a disputa para prefeito envolveu candidatos de coalizões opostas, ou seja, os municípios em que ou os primeiros ou os segundos colocados no pleito municipal pertenciam ao mesmo partido que o governo central. O grupo de tratamento é composto pelos municípios em que o prefeito aliado foi eleito ao disputar com candidatos não aliados ao presidente. A atribuição do tratamento pode ser formalizada como:

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em que é a margem de vitória do candidato alinhado ao presidente no município i durante o período t. A margem de vitória é especificada como a diferença entre o percentual de votos válidos do candidato alinhado e o percentual de votos válidos do candidato não alinhado, o que significa que este valor será positivo se o candidato alinhado vencer as eleições. Então, essa medida é maior que zero se o prefeito é alinhado e menor que zero em caso contrário. No limite, quando , o alinhamento muda bruscamente de zero para um. pode ser vista como uma variável aleatória, de acordo com as variáveis observadas e não observadas, bem como eventos aleatórios que podem ocorrer no dia da eleição. A regressão descontínua padrão supõe que os resultados potenciais devem ser funções contínuas da margem de vitória no limite (Angrist e Pischke,2009). Este trabalho testa a seguinte hipótese:

O ATE no período eleitoral é:

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9 é definido como o efeito local, pois captura o impacto do alinhamento entre prefeito e presidente sobre a assistência a saúde apenas nas cidades em que a esteve próxima de zero.

Para estimar o ATE optou-se usar uma abordagem linear local (Angrist e Pischke, 2009) que restringe a amostra para municípios em que a e a estimativa do modelo seria:

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em que os erros padrão são agrupados por nível de município, e identifica o ATE no limite de . Segundo Angrist e Pischke (2009), uma vez que o resultado de interesse da regressão descontínua está sobre uma pequena vizinhança a esquerda e a direita de , a

estimativa do efeito médio do tratamento não depende da correta especificação da função. As regressões de descontinuidade testadas neste trabalho foram a forma linear, quadrática e cúbica.

Entretanto, a dificuldade metodológica é determinar um valor para h que caracterize as disputas acirradas e que garanta precisão e não viés nas estimativas. Assim, a estimação do modelo de regressão descontínua pode ocorrer pelo método paramétrico e pelo método não paramétrico. De acordo com Lee e Lemieux (2010), a especificação não paramétrica é indicada quando há razões para acreditar que o modelo verdadeiro seja não linear. A má especificação da forma funcional gera viés sobre o efeito tratamento.

Os estimadores não paramétricos convencionais baseados na função de kernel dependem da escolha da largura da banda. Calonico, Cattaneo e Titiunik (2014) afirmam que mesmo os estimadores de seletores de largura de banda existentes (Imbens e Kalyanaram, 2012), baseados no balanceamento do quadrado do viés e na variância do estimador da regressão descontínua tendem a determinar bandas mais largas para assegurar a validade da distribuição. Assim, estes seletores de largura de banda conduzem para um viés não negligenciável na aproximação da distribuição do estimador. Como consequência, os intervalos de confiança estimados pelo efeito tratamento RD podem ser viesados, tendo cobertura empírica bem abaixo de seu alvo nominal. Em outras palavras, os intervalos de confiança convencionais podem substancialmente sobre rejeitar a hipótese nula para ausência do efeito de tratamento.

A proposta alternativa de Calonico, Cattaneo e Titiunik (2014) é construir intervalos de confiança mais robustos, partindo dos estimadores de efeito tratamento da regressão descontínua para correção de viés. Intuitivamente, estes estimadores não tem bom ajuste para amostras pequenas, pois o viés estimado introduz uma variabilidade adicional em

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10

. Esta variabilidade não é contabilizada quando formam

intervalos de confiança. Tal proposta incorpora uma aproximação assintótica para que é determinada pela observação de que:

(4) Em que: e (5) (6) provêm condições de regularidade apropriada para assegurar que:

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Aqui pode ser interpretado como a contribuição da correção de viés para a variabilidade do estimador de correção de viés. Sob restrições mais fracas, os autores demonstram que

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Onde é o estimador da variância assintótica do viés corrigido, que é diferente da fórmula usual, A fórmula da variância é construída para contabilizar a variabilidade de ambos estimadores de efeito de tratamento da RD, o original, , e o aquele com correção de viés, .

De modo geral, o intervalo de confiança robusto para a correção do viés proposto por Calonico, Cattaneo e Titunik (2014) pode ser definido como:

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5. Resultados

Para o ciclo de 2008, a variável gasto total com saúde não apresentou significância para a abordagem paramétrica. Ao contrário do esperado, observa-se que efeito do alinhamento político é negativo para os municípios alinhados. Pelo método convencional, municípios governados por prefeitos alinhados ao presidente gastam a menos 23,8%, em média, do que aqueles que perderam as eleições em disputas acirradas. O resultado para intervalos de confiança robustos confirma esta descontinuidade em torno de 21,63% para os alinhados. Ambos os resultados com 5% de significância. Para as outras especificações de polinômio os resultados são significativos e próximos daqueles encontrados para a especificação linear. Restringindo a amostra ao período final do ciclo (2009 e 2011),

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verifica-11 se que, embora a direção do efeito político se mantenha, não há significância estatística. Os resultados completos estão discriminados na tabela 3.

Quanto aos efeitos estimados do alinhamento político sobre o gasto total em saúde e saneamento, apresentados na tabela 4, verifica-se que abordagem não paramétrica conseguiu capturar o efeito do alinhamento político entre prefeitos e presidente. Como ocorreu para a variável gasto total com saúde houve inversão do sinal da direção do efeito do alinhamento. Cidades alinhadas gastaram com saúde e saneamento em média 21,7% a menos do que as não alinhadas tanto no período inicial quanto no período final do ciclo. A especificação paramétrica não apresentou significância.

Já os resultados para as transferências de recursos do SUS da União para os municípios estão dispostos na tabela 5. No ciclo de 2008, esta variável não obteve resultados significativos para nenhuma das duas abordagens, paramétrica e não paramétrica.

Quanto à taxa de mortalidade infantil por diarreia em menores de um ano de idade por mil nascidos vivos, nem a abordagem paramétrica e nem a abordagem não paramétrica encontraram resultados significativos para esta variável. Ainda sim, é válido ressaltar como a abordagem não paramétrica é menos sensível a presença de outliers, conforme demonstra a tabela 5.

A tabela 7 traz os resultados completos para a regressão descontínua da taxa de mortalidade infantil geral em relação ao ciclo político de 2008. Os resultados paramétricos não foram significativos. Mas, a abordagem não paramétrica convencional revela que municípios alinhados que venceram as eleições em 2008 têm em média 9,19 óbitos infantis por mil nascidos vivos a mais que os municípios em que os prefeitos alinhados perderam as eleições, e na abordagem robusta a média foi de 10,5 óbitos a mais. Ambos os resultados com 5% de significância. Os resultados também foram significativos para as especificações quadrática e cúbica do polinômio. Para o final do ciclo de 2008, não houve significância da variável, embora, nota-se inversão do sinal do efeito do alinhamento sobre a variável.

Por outro lado, o efeito do alinhamento político sobre a taxa de mortalidade materna foi significativo somente para os anos finais do ciclo político para a abordagem paramétrica. De acordo com os resultados da tabela 8, municípios em que os prefeitos alinhados venceram as eleições por disputas acirradas apresentaram em média 0,5; 0,9 e 1, 32 óbitos maternos a menos por mil nascidos vivos para a especificação linear, quadrática e cúbica. O efeito foi significativo a 5% para as primeiras especificações e a 10% para a última.

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12 Tabela 3: Resultados da estimação do efeito do alinhamento político sobre o logaritmo do Gasto Total com saúde no ciclo político de 2008.

Painel A: Ciclo 2008 (2009 - 2010)

Variáveis Paramétrico Não Paramétrico Paramétrico Não Paramétrico Paramétrico Não Paramétrico

Linear Convencional Robusto Quadrático Convencional Robusto Cúbico Convencional Robusto

Efeito Alinhamento -0,002 -0,434** -0,531** -0,012 -0,581** -0,607** -0.006 -0,577** -0,515*

(0,018) (0,218) (0,250) (0,021) (0,268) (0,307) (0,024) (0,286) (0,311)

IC 95% [-0,86;-0,005] [-1,02;-0,044] [-1,11;-0,054] [-1,21;-0,004] Sim [-1,14;-0,016] [-1,13;0,096]

Janela 1,782 2,678 Sim 4,141

Observações Grupo Controle 238 374 Sim 582

Observações Grupo

Tratamento 88 122 180

Observações 852 852 852

R² 0,975 0,975 0,975

Painel B: Ciclo 2008 (2011-2012)

Efeito Alinhamento 0,009 -0,318* -0,325* 0,018 -0,344 -0,354 0.000 -0,369 -0,385

(0,022) (0,165) (0,197) (0,029) (0.227) -0,251 (0,034) (0,261) (0,278)

IC 95% Sim [-0,643;0,062] [-0,711;0,061] Sim [-0,789;0,1] [-0,85;0,138] Sim [-0,882;0,143] [-0,93;0,16]

Janela Sim 2,744 Sim 3,1 Sim 3,737

Observações Grupo Controle Sim 375 Sim 437 Sim 512

Observações Grupo

Tratamento 105 115 143

R² 0,974 0,974 0,974

Notas: As regressões da forma paramétrica incluem o polinômio da margem de votos e sua interação com a dummy de alinhamento com o presidente. A regressão ainda controla para efeito fixo de UF, ano e o valor da variável dependente no ano inicial do ciclo indicado. Os erros padrão indicados entre parênteses estão agrupados por clusters de município. Nível de Significância: ***< 1%, ** <5%, * <10%. A regressão descontínua na forma não paramétrica convencional não há correção do viés.

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13 Tabela 4: Resultados da estimação do efeito do alinhamento político sobre o logaritmo do Gasto Total com saúde e saneamento no ciclo político de 2008.

Painel A: Ciclo 2008 (2009 - 2010)

Feito Alinhamento 0,019 -0,546** -0,642** 0,016 -0,676** -0,609** 0,011 -0,706** -0,682**

(0,021) (0,222) (0,254) (0,028) (0,281) (0,324) (0,029) (0,294) (0,327)

IC 95% [-0,981;-0,11] [-1,14;-0,143] [-1,228;-0,124] [-1,325;-0,05] [-1,284;-0,13] [-1,43;-0,0403]

Janela 1,869 2,727 4,533

Observações Grupo Controle 248 375 628

Observações Grupo Tratamento 82 117 182

R² 0,967 0,967 0,967

Painel B: Ciclo 2008 (2011-2012)

Linear Convencional Robusto Quadrático Convencional Robusto Cúbico Convencional Robusto Efeito Alinhamento -0,046 -0,527*** -0,545*** -0,099 -0,535*** -0,531*** -0,106 -0,58*** -0,589***

(0,061) (0,135) (0,155) (0,084) (0,170) (0,186) (0,080) (0,186) (0,196)

IC 95% [-0,793;0,26] [-0,851;-0,24] [-0,870;-0,200] [-0,897;-0,165] [-0,945;-0,213] [-0,975;-0,203]

Janela 2,595 2,892 3,289

R² 0,886 0,886 0,887

(14)

14 Tabela 5: Resultados da estimação do efeito do alinhamento político sobre o logaritmo das Transferências de Recursos do SUS no ciclo político de 2008.

Painel A: Ciclo 2008 (2009 - 2010)

Efeito Alinhamento 0,008 -0,114 -0,269 -0,026 -0,348 -0,369 -0.017 -0,427 -0,352

(0,028) (0,354) (0,414) (0,054) (0,486) (0,564) (0,050) (0,552) (0,611)

IC 95% [-0,809; 0,5805] [-1,082; 0,543] [-1,301; 0,604] [-1,476; 0,737] [-1,511; 0,65] [-1,549; 0,845]

Janela 2,797 3,349 4,569

R² 0,959 0,959 0,959

Painel B: Ciclo 2008 (2011-2012)

Efeito Alinhamento -0,010 -0,368 -0,363 -0,066 -0,129 -0,089 -0,100 -0,075 0,081

(0,058) (0,288) (0,326) (0,105) (0,335) (0,359) (0,114) (0,416) (0,438)

IC 95% [-0,934; 0,198] [-1,004; 0,276] [-0,786; 0,527] [-0,795; 0,615] Sim [-0,739; 0,89] [-0,777; 0,939)

Janela 3,56 3,414 Sim 3,097

R² 0,925 0,925 0.925

Notas: As regressões da forma paramétrica incluem o polinômio da margem de votos e sua interação com a dummy de alinhamento com o presidente. A regressão ainda controla para efeito fixo de UF, ano e o valor da variável dependente no ano inicial do ciclo indicado. Os erros padrão indicados entre parênteses estão agrupados por clusters de município. Nível de Significância: ***< 1%, ** <5%, * <10%. A regressão descontínua na forma não paramétrica convencional não há correção do viés.

(15)

15 Tabela 6: Resultados da estimação do efeito do alinhamento político sobre a taxa de mortalidade infantil por diarreia em menores de um ano de idade no ciclo político de 2008.

Painel A: Ciclo 2008 (2009 - 2010)

Efeito Alinhamento 20,275 0,884 0,339 5,755 0,6238 0,269 -28,724 0,12 -0,142

(20,793) (1,528) (1,329) (7,474) (1,55) (1,501) (29,235) (1,414) (1,393)

IC 95% [-2,11; 3,880] [-2,265; 2,945] [-2,414; 3,662] [-2,674; 3,213] [-2,651; 2,891] [-2,872; 2,588]

Janela 1,384 2,288 2,934

R² 0,007 0,007 0,008

Painel B: Ciclo 2008 (2011-2012)

Efeito Alinhamento -800,663 0,257 0,208 264,549 0,214 0,187 826,168 0,22 0,216

(873,332) (1,237) (1,383) (645,638) (1,358) (1,504) (983,591) (1,414) (1,535) IC 95% Sim [-2,168; 2,682] ]-2,502; 2,912] [-2,448; 2,876] [-2,761; 3,136] [-2,552; 2,993] [-2,791; 3,225]

Janela Sim 0,748 1,151 1,738

Observações Grupo Controle Sim 104 170 238

R² 0,046 0,048 0,048

(16)

16 Tabela 7: Resultados da estimação do efeito do alinhamento político sobre a taxa de mortalidade infantil geral no ciclo político de 2008.

Painel A: Ciclo 2008 (2009 - 2010)

Efeito Alinhamento -2,327 9,197** 10,5** -1,172 11,959** 13,593** -0,695 12,494 13,414

(1,989) (3,752) (4,57) (2,834) (5,298) (6,366) (3,033) (5,599) (6,612)

IC 95% [1,843; 16,551] [1,542; 19,457] [1,574; 22,346] [1,115; 26,07] [1,519; 23,46] [0,453; 26,37]

Janela 2,479 3,426

R² 0,078 0,079 0,081

Painel B: Ciclo 2008 (2011-2012)

Efeito Alinhamento -0,311 -1,211 -1,6593 0,806 -1,996 -2,087 -2,714 -1,651 -1,676

(1,715) (2,577) (2,983) (2,713) (3,125) (3,451) (3,260) (3,348) (3,581)

IC 95% [-6,262; 3,839] [-7,506; 4,188] [-8,122; 4,129] [-8,852; 4,678] [-8,214; 4,910] [-8,695; 5,34]

Janela 2,319 3,202 4,883

R² 0,063 0,065 0,070

(17)

17 Tabela 8: Resultados da estimação do efeito do alinhamento político sobre a taxa de mortalidade materna no ciclo político de 2008.

Painel A: Ciclo 2008 (2009 - 2010)

Efeito do Alinhamento -0,150 -0,011 -0,0208 -0,382 -0,077 -0,052 -0,320 -0,126 -0,163

(0,198) (0,212) (0,260) (0,294) (0,274) (0,310) (0,264) (0,238) (0,251)

IC 95% [-0,427; 0,404] [-0,530; 0,489] [-0,614; 0,459] [-0,660; 0,555] [-0,594; 0,341] [-0,657; 0,330]

Janela 2,461 3,252 3,196

R² 0,036 0,037 0,038

Painel B: Ciclo 2008 (2011-2012)

Efeito do Alinhamento -0,594** 0,352 0,224 -0,906** 0,002 -0,0186 -1,132* -0,26 -0,347

(0,270) (0,812) (0,981) (0,449) (1,008) (1,036) (0,667) (0,942) (0,942)

IC 95% [-1,239; 1,944] [-1,698; 2,147] [-1,974; 1,979] [-2,218; 1,844] [-2,107; 1,586] [-2,193; 1,499]

Janela 3,862 4,127 4,772

R² 0,025 0,026 0,027

(18)

18 A figura 1 ilustra o efeito do alinhamento político no período final do ciclo político de 2008. Observa-se que os municípios alinhados que venceram as eleições por uma margem de votos inferior a 10% dos votos apresentam valores menores para a taxa de mortalidade materna.

Figura 1: Efeito do Alinhamento Político entre Prefeito e Presidente sobre a taxa de mortalidade materna no final do ciclo eleitoral de 2008 (2009-2012)

Fonte: Elaboração própria

Notas: O eixo horizontal mede a margem de votos dos prefeitos alinhados. A linha contínua representa o valor predito da taxa de mortalidade materna estimada sobre o polinômio de ordem 3. O ponto zero é o limite que determina a vitória (maior que zero) e a derrota dos municípios alinhados (menor que zero).

6. Considerações Finais

O objetivo do artigo foi analisar se os ciclos políticos influenciam a assistência à saúde dos municípios brasileiros. A teoria dos ciclos políticos estuda como as escolhas políticas dos governantes afetam as variáveis econômicas.

A contribuição do estudo para esta literatura foi, além de adotar uma estratégia de identificação diferenciada através da utilização do desenho de regressão descontínua, estimar os efeitos sobre variáveis de resultado em saúde e não apenas sobre o gasto. Esse estimador que acomoda a presença de fatores não observados variantes e fixos no tempo mostra que prefeitos politicamente alinhados ao governo central tendem a apresentar, em média, 20% a menos em seus gastos com saúde, contrariando evidências empíricas anteriores. Em relação às transferências de recursos do SUS, o resultado não foi significativo, revelando indícios de que

(19)

19 não há interferência eleitoreira sobre estes montantes. Esses pontos, certamente, necessitam de uma investigação futura mais aprofundada.

Quanto à assistência à saúde, detectou-se pouca sensibilidade dessas variáveis às alianças políticas. A não significância no modelo de descontinuidade é um resultado relevante, uma vez que a continuidade implica que os tomadores de decisão são sensíveis a esses indicadores, evitando escolhas oportunistas.

Entre as limitações do artigo destaca-se a dificuldade em condensar a complexidade do conceito assistencial de saúde em um conjunto de variáveis relevantes. Além disso, algumas variáveis são sensíveis a políticas de curto prazo, enquanto outras precisam de maturação de investimentos para ser alteradas. Hábitos, crenças, valores e comportamentos dos indivíduos sobre o seu estado de saúde está aquém do poder de gestão dos governantes.

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