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Revista de ciencia política (Santiago)

versión On-line ISSN 0718-090X

Rev. cienc. polít. (Santiago) vol.38 no.3 Santiago  2018

http://dx.doi.org/10.4067/S0718-090X2018000300485 

Artículos

Buscando al “juez mediano”: estudio sobre la formación de coaliciones en la tercera sala de la corte suprema*

Searching for the “Median Judge”: A Study of Coalition Formation in the Third Chamber of the Chilean Supreme Court

Diego Pardow Lorenzo1 

Diego Pardow Lorenzo es Profesor del Departamento de Derecho Económico de la Universidad de Chile. Email: dpardow@derecho.uchile.cl

Flavia Carbonell Bellolio2 

Flavia Carbonell Bellolio es Profesora del Departamento de Derecho Procesal de la Universidad de Chile. Email: fcarbonell@derecho.uchile.cl

1Universidad de Chile

2Universidad de Chile

RESUMEN

Este trabajo adapta la metodología tradicional de análisis de disidencias para evaluar el comportamiento judicial de la Corte Suprema de Chile entre 2009 y 2013, y en particular de su Tercera Sala. Aunque la alta proporción de decisiones unánimes (90% del total) y la enorme carga de trabajo por ministro (500 causas anuales) generan limitaciones, nuestro análisis permite construir coaliciones robustas frente a un escenario de variabilidad debido al complejo sistemas de integraciones. En este período, el comportamiento del tribunal aparece dominado por la coalición de los ministros Pierry, Carreño y Araneda, quienes forman el bloque mayoritario cuando la sala se divide. Enseguida, la primera parte del período estaría marcada por la oposición con el ministro Brito y la segunda con el ministro Muñoz. Mientras ambos ministros destacan como minorías solitarias, el ministro Pierry aparece en una posición similar a la de un “juez mediano”.

Palabras clave: Corte Suprema de Chile; razonamiento judicial; toma de decisiones judiciales; formación de coaliciones; estudios empíricos sobre comportamiento judicial

ABSTRACT

This work adapts the traditional methodology of dissent analysis for approaching to the judicial behavior of the Chilean Supreme Court between 2009 and 2013, particularly its Third Section. Although the high proportion of unanimous decisions (90% of the total) and the huge workload (500 cases per judge) generate limitations, our analysis finds robust coalitions in an environment of variability with over 10 different compositions per year in the same court. Within this period, the behavior of the court seems dominated by the coalition of justices Pierry, Carreño and Araneda, who form the majority when the court splits. Regarding the dissenting justices, the first part of the period features an opposition with Brito, and the second with Muñoz. Whereas both justices appear in a solitary position as the minority, Pierry seems to behave as a “median justice.”

Keywords: Chilean Supreme Court; judicial behavior; judicial decision-making; coalition formation; empirical legal research

I. INTRODUCCIÓN

A diferencia de lo que ocurre en Chile y en Latinoamérica, en otras latitudes hay una larga tradición dedicada a estudiar el comportamiento de los jueces de tribunales superiores de justicia.1 Esta literatura tiene como presupuesto desconfiar de un modelo de juez “legalista”, cuyas decisiones dependen únicamente del derecho vigente. Según esta aproximación “realista” a los jueces, las preferencias ideológicas, actitudes políticas, o incluso relaciones personales, repercutirían decisivamente en el resultado de un juicio.2 Utilizando la célebre metáfora de Pound (1910), ello permite ir más allá del derecho “en los libros” y aproximarse al derecho “en acción”. En su versión tradicional, el denominado modelo “actitudinal” sostiene que los jueces deciden considerando los hechos del caso desde sus propios valores y actitudes (Segal y Spaeth 1993).3 Ahora bien, el espacio unidimensional donde dichas preferencias se materializan puede ser político, religioso u otro (por ejemplo, izquierda/derecha, liberal/conservador).4 En definitiva, el modelo actitudinal consiste en utilizar sentencias divididas, agrupar a los jueces que tienden a votar juntos y luego tratar de explicar esas coaliciones a partir de similitudes políticas, religiosas o morales.5

En Chile los estudios empíricos sobre el comportamiento judicial son escasos. Además de cierta literatura que denuncia un supuesto activismo judicial y sus problemas para la certeza jurídica (por ejemplo, García y Verdugo, 2013), hay estudios que se sitúan en el espectro más amplio de la relación entre jueces y política (Correa 1995; Couso 2004, 2010; Hilbink 2007; Hilbink y Couso 2011). Por su parte, también existen otros autores que reconstruyen críticamente algún período del poder judicial de Chile (por ejemplo, Novoa 1970; Faúndez 1996; Correa 1999; Huneeus 2010; Loveman y Lira 2014). Completa este panorama una serie estudios empíricos recientes sobre el Tribunal Constitucional (Carroll y Tiede 2011, 2012; Tiede 2016; Pardow y Verdugo 2015) y la jurisdicción laboral (Bravo-Hurtado y Bustos 2016).

Nuestro artículo continúa con este esfuerzo por analizar empíricamente los tribunales chilenos. La principal contribución del trabajo es metodológica y consiste en adaptar a la idiosincrasia del Poder Judicial chileno, y en particular de la Corte Suprema, los métodos de análisis cuantitativos desarrollados para el contexto norteamericano. En términos generales, la literatura latinoamericana se enfoca en las dificultades para conocer las preferencias individuales de los jueces.6 Nosotros damos un paso más atrás y miramos los desafíos que supone agrupar a los jueces en coaliciones estables, incluso antes de aspirar a explicarlas. En primer lugar, el porcentaje de disidencias es relativamente bajo. Como se muestra más adelante, cerca de un 90% de las sentencias de la Corte Suprema son acordadas por la unanimidad de la sala. En contraste, la Corte Suprema de Estados Unidos tiene votos disidentes en cerca del 65% de los casos que revisa. Existen numerosas razones para explicar este fenómeno. Disentir es costoso en términos de tiempo, carga de trabajo, o incluso para relaciones futuras con los demás ministros (Epstein, Landes y Posner 2011, 2013). A ello podría agregarse que la cultura judicial chilena es poco confrontacional (Hilbink 2007) y que la reputación de la judicatura es relativamente baja (Faúndez 1996).

Enseguida, existen diferencias importantes en el volumen de trabajo. La Corte Suprema de Estados Unidos decide discrecionalmente cuáles casos resolverá durante el año siguiente. En general, cerca de 80 casos se deciden con argumentos orales y otros 50 se revisan en cuenta.7 Son todos casos de relevancia pública, que involucran cuestiones constitucionales. En contraste, nuestra Corte Suprema se pronuncia sobre todos los casos para los que tiene competencia, existiendo un test de admisibilidad meramente formal. Entre 2009 y 2013 la Tercera Sala de la Corte Suprema8 resolvió casi 45 mil causas, esto es, cerca de 7.500 causas al año. En otras palabras, la carga de trabajo de los ministros chilenos es 60 veces mayor que la de sus pares norteamericanos.

Finalmente, la variabilidad en la integración de las cortes chilenas es problemática. Hay varias historias en derecho comparado de jueces que concurren al tribunal en silla de ruedas y otras condiciones médicas semejantes. Debido a la importancia de cada una de las causas y lo delicado de los equilibrios políticos, es muy raro que un juez supremo se ausente. Fuera de Chile la formación de una corte se mantiene constante por varios años (Cane 2016). En contraste, los 21 ministros de nuestra Corte Suprema se distribuyen en salas de 5 ministros, siendo frecuente que por inhabilidad o ausencia integren el tribunal ministros de otras salas o abogados integrantes. Dentro del periodo estudiado, la Tercera Sala de la Corte Suprema tuvo más de 50 composiciones diferentes.

Este trabajo busca hacerse cargo de estos tres desafíos. La sección siguiente detalla la metodología de recolección y ofrece algunas estadísticas descriptivas. La tercera sección desarrolla una metodología similar a la de Pritchett, enfocándose en las parejas de ministros más frecuentes y su manera de situarse dentro del eje mayoría-disidencia. La cuarta sección contiene las contribuciones centrales de este trabajo, mostrando las dos composiciones más frecuentes de la Tercera Sala y poniendo a prueba la idea del juez mediano. La quinta sección recoge las conclusiones.

II. UNA PRIMERA MIRADA A LOS DATOS

Nuestro trabajo comenzó con cerca de 45 mil sentencias dictadas por la Tercera Sala de la Corte Suprema entre los años 2009 y 2013. El primer paso para conseguir una base de datos funcional consistió en excluir cerca de 30 mil sentencias, todas respecto de recursos de protección en contra de prestadores privados de salud.9 Con todo, ello permite realizar una primera aproximación a la carga de trabajo del tribunal. Existen cerca de 7.500 causas al año, correspondiendo cerca de 6 mil a recursos contra prestadores privados de salud.

Con las restantes 15 mil causas construimos la base de datos.10 Debido a que nuestro objeto de análisis es el comportamiento particular de los ministros, cada sentencia se desagregó en votos individuales que resultaron en 43.495 observaciones. De ellas, cerca de 90% corresponde a fallos unánimes, mientras que solamente un 10% (4.483 observaciones) corresponden a votos pronunciados en fallos divididos. Nuestro análisis se centra en la posición que ocupan los ministros en este último tipo de causas. En concreto, buscamos determinar si un ministro se sitúa con más frecuencia en la mayoría o en la disidencia, con quiénes comparte coalición y con quiénes ocupa posiciones contrapuestas.11

No obstante, es importante destacar algunas diferencias con otros estudios cuantitativos sobre sentencias. En primer lugar, nuestro análisis utiliza una definición relativamente amplia de las disidencias. Para efectos de este trabajo, las concurrencias y prevenciones respecto de un voto mayoritario son consideradas como una forma de disidencia. La razón es que la concurrencia señaliza una intención de separarse de la opinión mayoritaria –oponiéndose a varios considerandos o aportando nuevos argumentos, aunque ello no quede reflejado en el resultado del caso (Scalia 1994). Atendido que nuestro enfoque está puesto en la formación de coaliciones, resultando irrelevante el contenido sustantivo del fallo, asimilar concurrencias, prevenciones y disidencias parece razonable.12

Enseguida, nuestro análisis se limita a documentar las coaliciones existentes en la Tercera Sala de la Corte Suprema, antes que a evaluar si ello responde a una cercanía ideológica o una relación estratégica entre los ministros. Generalmente, los trabajos cuantitativos en esta materia construyen una conexión entre la manera en que los jueces deciden los casos y algún aspecto de su biografía que refleje una tendencia política, jurídica, o incluso religiosa (Cameron y Kornhauser 2017). Así, por ejemplo, la idea es determinar si los jueces nombrados por un gobierno conservador tienden a fallar con mayor frecuencia a favor de la empresa en materias laborales, o si los jueces que tuvieron una militancia política de centroizquierda tienden a ser más garantistas en materia penal. El problema es que realizar este tipo de análisis resulta prácticamente imposible por la falta de datos sobre las inclinaciones políticas de los jueces de la Corte Suprema.13

En definitiva, nuestro objeto de análisis son los cerca de 4.500 votos individuales pronunciados por ministros de la Tercera Sala entre los años 2009 y 2013, en causas donde la sentencia tiene al menos un voto disidente o prevención. Una mirada inicial a estos datos muestra varias tendencias interesantes. La primera es que la composición de la sala varía significativamente. Durante los cinco años comprendidos en nuestra base de datos, más de 60 ministros o abogados integrantes participaron en las decisiones de la Tercera Sala, restringiéndose dicho número a 51 si únicamente miramos los fallos divididos. A lo anterior debe agregarse que una parte importante de quienes participan de las decisiones de la Corte lo hacen en calidad de abogado integrante. Ello resulta problemático cuando tomamos en cuenta que los abogados integrantes han sido nombrados bajo un sistema donde prima la discrecionalidad del Poder Ejecutivo, esto es, sin cumplir con los frenos y contrapesos que regulan el nombramiento de los ministros titulares (Verdugo y Ottone 2013).

Sin embargo, hay que tener en cuenta que la intensidad con que cada ministro o abogado integrante participa es bastante heterogénea. Existen muchos abogados integrantes que participaron en una sola causa, y otros tantos cuya participación no alcanza la decena.14 También hay ministros radicados en alguna otra sala de la Corte Suprema, apareciendo en nuestra base de datos de manera intermitente. Atendido a que nuestra idea es estudiar la formación de coaliciones en la Tercera Sala, en lo sucesivo restringiremos aún más el objeto de estudio y nos centraremos en los 15 individuos con mayor participación en el proceso de toma de decisiones. Este subconjunto corresponde a 8 ministros titulares y 7 abogados integrantes, todos ellos con más de 50 votos emitidos dentro del quinquenio 2009-2013. En otras palabras, el análisis se centra en aquellos ministros y abogados integrantes que, en promedio, participan en más de diez fallos divididos por año.

Seguramente resultará llamativo que dentro de este subconjunto exista prácticamente el mismo número de ministros que de abogados integrantes. Con todo, nuevamente resulta útil mirar la intensidad con que cada individuo participa. En el caso de la Figura N° 1, ello aparece representado por el tamaño de los puntos. En términos generales, los puntos gris claro (ministros titulares) son cuatro veces más grandes que los puntos gris oscuro (abogados integrantes).15 Si excluimos el caso de la ministro Egnem, quien se incorporó a la Corte Suprema hacia el final del periodo bajo análisis, la figura muestra que el comportamiento de la Tercera Sala responde principalmente a siete ministros específicos: Araneda, Brito, Carreño, Muñoz, Oyarzún, Pierry y Sandoval.16

Figura 1 Patrones de votación en la Corte Suprema (2009-2013)Nota: Patrones de votación para los ministros y abogados integrantes de la Tercera Sala de la Corte Suprema, correspondientes a la totalidad de los fallos divididos entre los años 2009 y 2013. Elaboración propia. 

Dentro de este grupo, a su vez, es posible distinguir dos tendencias diferentes. Por un lado, los ministros Araneda, Carreño, Pierry y Sandoval son quienes parecieran ocupar la posición mayoritaria dentro de la sala. Cerca del 70% de sus votos corresponden a votos mayoritarios, descomponiéndose el remanente en un 20% de disidencias y un 10% de votos concurrentes. Cabe destacar que la generalidad de los abogados integrantes sigue un patrón similar. De los 7 abogados integrantes con más de cincuenta votos, 6 se alinean con la mayoría en más de un 70% de los casos. De hecho, el abogado con mayor participación se ubica dentro de la mayoría en un 95% de los 137 fallos divididos donde interviene.

En contraste, los ministros Brito, Oyarzún y Muñoz aparecen en la periferia de este núcleo formado por nuestra coalición mayoritaria. De estos tres, Oyarzún es quien más se acerca al comportamiento de la mayoría: en un 60% de los casos se sitúa en ese espectro y su porcentaje de disidencias es solamente de un 10%. Su particularidad viene dada por una mayor propensión a redactar prevenciones, lo que hace en más de un 30% de los casos en que participa. Finalmente, los ministros Brito y Muñoz son quienes más se alejan del bloque mayoritario, aunque cada uno lo hace de una manera diferente. El primero tiene la mayor propensión a disentir dentro de la muestra, con cerca de un 65% de sus votos respondiendo a esta característica.17 Ello, sumado a un 10% adicional de concurrencias, caracteriza a un ministro Brito que manifiesta su propia opinión en tres cuartas partes de los fallos divididos donde participa. El ministro Muñoz, por su parte, también muestra una intención de apartarse de la mayoría en aproximadamente un 75% de los casos. Ahora bien, su comportamiento refleja un equilibrio único dentro de la muestra: su proporción de disensos es del 38%, mientras que su porcentaje de prevenciones es de la misma magnitud y alcanza un 37%.

III. CORRELACIÓN DE VOTOS Y FORMACIÓN DE COALICIONES

En la sección anterior caracterizamos el comportamiento individual de los 8 ministros y 7 abogados integrantes con mayor participación en las decisiones de la Tercera Sala. Esta caracterización refleja cierta separación entre un bloque mayoritario relativamente homogéneo, formado por 5 ministros y la totalidad de los abogados integrantes; y una periferia formada por los 3 ministros restantes, quienes tendrían una mayor propensión a expresar su propia opinión en los fallos.

Hay algo en estos números, sin embargo, que pareciera entrar en conflicto con el hecho de que las salas de la Corte Suprema funcionen regularmente con 5 individuos. ¿Cómo se organiza la interacción de estos 15 ministros y abogados integrantes cuando la Tercera Sala solamente funciona con un tercio de dicha cantidad? Nuevamente, la variabilidad en la composición del tribunal, así como la interacción intermitente entre ministros y abogados integrantes que ello genera, presenta desafíos metodológicos importantes.

Las cortes son espacios donde se delibera colectivamente.18 Al determinar el resultado de un caso, los jueces hacen mucho más que expresar sus preferencias y emitir un voto (Epstein y Knight 1998). Los jueces tratan de reconstruir los hechos sobre la base de la prueba rendida y cuál sería la mejor explicación para ello, debaten sobre las distintas reglas aplicables y cómo resolver eventuales antinomias; y, en fin, valoran las posibles consecuencias de sus fallos desde una perspectiva jurídica, política o de justicia material (Carbonell 2012). Todas estas tareas las realizan teniendo información incompleta, confiando en el conocimiento que aporta alguno de sus colegas, o desconfiando de lo que haga algún otro. Por ello, es lógico que al menos una parte del comportamiento individual de los jueces responda a consideraciones estratégicas (Epstein y Knight 1998).

Para hacernos cargo de ambas circunstancias, utilizamos el clásico enfoque de Pritchett (1948) consistente en establecer cuáles jueces votan juntos y con qué frecuencia. De este modo, mientras la sección anterior se enfocaba en el comportamiento aislado de cada ministro y abogado integrante, esta sección analiza la manera en que las distintas parejas interactúan a la hora de resolver un caso. Siguiendo la metodología tradicional, cuando dos jueces se sitúan juntos en la mayoría o minoría de una sala dividida son considerados como “aliados”, asignándose a dicha interacción un número 1. Al contrario, cuando uno de los jueces se sitúa en la mayoría y el otro en la minoría, ambos son considerados como “rivales” y se asigna a dicha interacción un número −1. El promedio de las interacciones para esa pareja de jueces es conocido como el Coeficiente Pritchett, que refleja la intensidad de esa alianza en una escala relativamente familiar: un valor igual a 1 significa que ambos ministros votaron siempre juntos, mientras que un promedio igual a −1 significa que siempre votaron en coaliciones opuesta.19

El procedimiento para implementar este mecanismo involucró los siguientes tres pasos. En primer lugar, utilizamos la información desagregada a nivel de votos individuales para generar tres nuevas variables a nivel de cada causa: una recogiendo cuáles ministros y abogados integrantes habían participado en la vista de la causa, otra identificando cuáles de ellos formaron la coalición mayoritaria y una última indicando cuáles formaron la coalición minoritaria.20 Enseguida, generamos un subconjunto de datos para cada pareja de ministros y abogados integrantes, donde solamente aparecen aquellas causas en que ambos asistieron a la vista. Dentro de ese subconjunto, creamos una variable binaria que registraba como un 1 la “alianza”, donde ambos ministros o abogados integrantes aparecen juntos en la mayoría o minoría de la sala, y como un −1 la “rivalidad”, donde cada miembro de la pareja ocupa coaliciones opuestas.21 Finalmente, calculamos los Coeficientes Pritchett como la media aritmética de esta variable binaria, dentro del subconjunto de datos que refleja el espacio de interacción de cada pareja.

Los resultados aparecen en la Figura 2, utilizando una escala de grises para facilitar su visualización. Un primer aspecto interesante es que los coeficientes donde interactúan ministros y abogados integrantes tienden a ser mayores que los coeficientes donde los ministros interactúan entre sí.22 En términos visuales, en el panel de la derecha predominan los colores claros, mientras que en el panel de la izquierda predominan los colores oscuros. Ahora bien, si consideramos ambos paneles conjuntamente, los colores oscuros parecieran concentrarse en las tres filas superiores y en las tres columnas de la izquierda, volviéndose el cuadro cada vez más claro a medida que nos movemos hacia la izquierda y hacia abajo. Ambas ideas son consistentes con nuestra intuición inicial acerca del comportamiento de los abogados integrantes. Ellos tienden a comportarse de manera similar al bloque mayoritario que forman los ministros Araneda, Carreño, Pierry y Sandoval.23

Figura 2 Correlación de votos en la Corte Suprema (2009-2013)Nota: Coeficientes de correlación para los ministros y abogados integrantes de la Tercera de la Sala Corte Suprema, correspondientes a la totalidad de los fallos divididos entre los años 2009 y 2013. Elaboración propia. 

Revisemos, para estos efectos, las interacciones de los distintos ministros entre sí, particularmente dentro de cada uno de los bloques señalados. Tratándose de los ministros Araneda, Carreño, Pierry y Sandoval, todos muestran un Coeficiente Pritchett positivo en las interacciones dentro del bloque mayoritario.24 Ello refleja que los ministros de dicho bloque tienden a votar juntos, posicionándose dentro de la misma coalición frente a un fallo dividido y dándole cierta homogeneidad al comportamiento individual de cada uno de sus miembros. En contraste, es la heterogeneidad individual lo que pareciera caracterizar a los ministros del bloque periférico.25 Por un lado, tenemos al ministro Oyarzún, quien solamente desarrolla una relación de “rivalidad” con los ministros Brito, Muñoz y Pierry, pero, por otro lado, tiene Coeficientes Pritchett positivos con todos los restantes ministros y abogados integrantes. En otras palabras, su relación pareja-a-pareja es mucho más colaborativa con los miembros del bloque mayoritario que con los miembros del bloque periférico, esto es, con los miembros del bloque al cual supuestamente pertenecería.

Por otro lado, tenemos también a los ministros Brito y Muñoz, cuyos Coeficientes Pritchett son siempre negativos. Esto significa que ambos tienen una relación de “rivalidad” con la totalidad de los ministros y abogados integrantes. En principio, ello es consistente con las mayores propensiones a disentir y emitir prevenciones discutidas en la sección anterior. Pero lo interesante es que el Coeficiente Pritchett correspondiente a la interacción entre ambos también es negativo, llegando a −0,33. En otras palabras, los ministros Brito y Muñoz no solamente se ubican en coaliciones opuestas a los restantes miembros de la Tercera Sala, sino que también desarrollaron una relación de rivalidad entre ellos. Con todo, también es importante considerar que el número de interacciones entre estos dos ministros es relativamente bajo, ya que dentro del periodo objeto de estudio, solamente en tres oportunidades coincidieron para una vista de la causa.

Tomar en cuenta el número de interacciones resulta clave a la hora de ponderar la intensidad de estas “alianzas” y “rivalidades”. Así, por ejemplo, el ministro Muñoz muestra un Coeficiente Pritchett de −1 tanto con la ministro Egnem como con el ministro Oyarzún. No obstante, esta “rivalidad” proviene de una interacción relativamente débil, ya que en ambos casos obedece a solamente cuatro fallos. En contraste, el Coeficiente Pritchett para la interacción entre los ministros Carreño y Muñoz es algo inferior, alcanzando un −0,8. Ahora bien, esta “rivalidad” tiene como respaldo 157 causas donde ambos ministros compartieron integración. De manera similar, el coeficiente para la pareja de ministros Araneda-Brito es de −0,81. Su “rivalidad”, sin embargo, es con distancia la más robusta de la base de datos y responde a una interacción en 423 vistas de la causa.

Un ejercicio equivalente puede hacerse con las relaciones de “alianza”. La interacción entre los ministros Oyarzún y Egnem tiene un Coeficiente Pritchett igual a uno. Con todo, ello responde a que se ubicaron en la misma coalición durante las únicas dos causas en que compartieron integración. Frente a esta debilidad relativa, la “alianza” entre los ministros Araneda y Carreño pareciera estar mucho mejor documentada. Su coeficiente es bastante inferior, alcanzando 0,49, pero el número de interacciones respaldando esta relación es de 538 causas.26 En otras palabras, no se trata solamente de cuán positivo o negativo sea el coeficiente, sino de la cantidad de evidencia sosteniendo esa intensidad. De hecho, es deseable que nuestra metodología fuera capaz de otorgar una importancia relativa mayor a las 400 causas en que la pareja Araneda-Carreño votó junta, que a las dos causas en las que la pareja Oyarzún-Egnem hizo lo propio. La sección siguiente intenta construir las bases para aquello.

IV. EN BÚSQUEDA DEL JUEZ MEDIANO

El primer paso consistió en examinar la conducta individual de nuestros jueces. El segundo, en cambio, consistió en mirar las interacciones pareja-a-pareja. En el tercer y último paso intentaremos reconstruir cómo sería la composición típica de la Tercera Sala de la Corte Suprema, con especial énfasis en las posibles coaliciones que explicarían el comportamiento del tribunal cuando enfrenta fallos divididos. Nuevamente, el principal desafío está en la variabilidad de la composición del tribunal. En términos generales, la literatura utiliza sin mayor problema las propensiones individuales a disentir de los distintos integrantes de un tribunal, o bien los Coeficientes Pritchett que surgen de sus interacciones pareadas (Schubert y Pinner 1959; Schubert 1965; Garoupa et al. 2013). Hasta cierto punto, sin embargo, ello asume que cada juez o pareja de jueces tienen una participación equivalente en las decisiones del tribunal. El mismo Pritchett construye su método de análisis sin prestar mayor atención a la cantidad de sentencias en que participa cada juez (Pritchett 1948).27

Para hacernos cargo de esta idiosincrasia de nuestra Corte Suprema, nos vimos obligados a separarnos de la metodología tradicional. La decisión de concentrar el análisis en los 15 ministros y abogados integrantes con mayor participación nos dejaba todavía con el triple de los individuos que pueden integrar simultáneamente una sala de la Corte Suprema. De este modo, intentamos aproximarnos a la composición típica de la Tercera Sala combinando las dos fuentes de información que teníamos: la magnitud del Coeficiente Pritchett y la cantidad de interacciones en que se sustenta. Desde esta perspectiva, tres de los coeficientes destacados en la sección anterior resultaban particularmente interesantes. En primer lugar, el coeficiente Araneda-Carreño reflejaba una “alianza” moderada cercana a 0,5, pero construida sobre la base de más de 500 interacciones. Enseguida, las “rivalidades” Araneda-Brito y Carreño-Muñoz son algo más pronunciadas al situarse dentro del rango de −0,8. Lo relevante es que ambas son también relativamente robustas, encontrándose respaldadas por más de 400 y 150 interacciones, respectivamente.

En este contexto, donde los nombres de cuatro ministros se repetían en los coeficientes más llamativos, resultaba lógico preguntarse por qué los ministros Brito y Muñoz habían coincidido solamente en tres causas. Una revisión de las fechas de los fallos en que cada uno de estos ministros estuvo integrando la Tercera Sala muestra que las participaciones del ministro Brito son más frecuentes al inicio del periodo estudiado, mientras que las participaciones del ministro Muñoz son más frecuentes hacia el final del periodo. Ello nos presenta la oportunidad de utilizar las “rivalidades” Araneda-Brito y Carreño-Muñoz como mecanismos de anclaje, reflejando de manera secuencial dos subperiodos. El primero ocurriría entre inicios de 2009 y mediados de 2012, y estaría representado por la “rivalidad” Araneda-Brito.28 El segundo ocurriría entre mediados de 2012 y finales de 2013, representado por la “rivalidad” Carreño-Muñoz.

La principal ventaja de utilizar “rivalidades” con una magnitud relativamente alta es que los dos individuos que componen la pareja dejan un espacio unidimensional donde es posible ubicar a los restantes integrantes del tribunal. Además, teniendo en cuenta que el punto de partida son dos ministros “rivales” con un número de interacciones importante, resulta natural completar la composición típica del tribunal con los otros tres ministros o abogados integrantes con quienes hayan compartido integración de manera más frecuente. En otras palabras, el proceso para construir la integración típica del tribunal consiste en elegir la relación de “rivalidad” que mejor combina la intensidad y magnitud del Coeficiente Pritchett, y luego identificar los otros tres ministros o abogados integrantes cuya interacción con esta pareja que sirve de anclaje es mayor. Denominaremos ministros “flotantes” a estos tres individuos que completan esta quina típica dentro de la Corte Suprema.

Una vez identificada la pareja-ancla y el otro trío de ministros flotantes, corresponde determinar su ubicación relativa. Para ello, utilizamos el espacio que deja la relación de “rivalidad” de cada una de las parejas que sirven de ancla, aprovechando la información que ya tenemos respecto de su propensión a disentir. En particular, sabemos que los ministros Araneda y Carreño pertenecían al bloque mayoritario, mientras que los ministros Brito y Muñoz pertenecían al bloque periférico. Así, podemos construir un espacio unidimensional entre −1 y 1, donde el segmento negativo representaría la frecuencia con que el juez se ubica en la disidencia y el segmento positivo la frecuencia con que el juez se ubica en la mayoría. En este contexto, los ministros Brito y Muñoz serían nuestros mecanismos de anclaje en la disidencia, y los ministros Araneda y Carreño nuestros mecanismos de anclaje en la mayoría.

En términos prácticos, ello supone traducir el Coeficiente Pritchett de cada pareja-ancla a una escala porcentual y luego asignarle al miembro con mayor propensión a disentir el segmento negativo de nuestro espacio unidimensional. Así, por ejemplo, en el caso de la pareja Araneda-Brito, su Coeficiente Pritchett de −0,81 equivale a señalar que se ubicó en coaliciones opuestas en un 90% de las causas divididas donde compartieron integración. En nuestra metodología, el ministro Araneda quedaría, de esta manera, con un coeficiente ajustado de 0,9 y el ministro Brito con uno de −0,9. Posteriormente, se repite el procedimiento para cada uno de los tres miembros flotantes que presenten una mayor interacción con esta pareja, determinando su ubicación relativa como el promedio de estos coeficientes ajustados.29

Veamos algunos ejemplos. Atendida la intensidad de la alianza Araneda-Carreño, no resulta sorpresivo que el ministro que tenga mayor interacción con el que se ubica en el extremo del anclaje positivo sea precisamente Carreño. En su caso, el Coeficiente Pritchett para su interacción con el ministro Araneda es de 0,49 y para su interacción con el ministro Brito sería de −0,59. Por ello, sus coeficientes ajustados serían, respectivamente, de 0,745 y 0,795. El promedio de 0,77 señalizaría su posición en nuestro espacio unidimensional. Tampoco resulta sorpresivo que el segundo de nuestros ministros flotantes sea Pierry: es uno de los que participó en un mayor número de causas dentro del período bajo análisis (506) y tiene un volumen de interacciones importante con cada uno de los restantes siete ministros estudiados. Tratándose del ministro Pierry, sus Coeficientes Pritchett son de 0,23 con Araneda y −0,24 con Brito. Por tanto, ambos coeficientes ajustados, así como también su ubicación promedio, son cercanos a 0,62. El tercer ministro flotante sería Oyarzún, cuya ubicación promedio de 0,68 tendería algo más hacia la mayoría.

Los resultados de seguir este procedimiento se muestran en la Figura 3. Antes de analizar cada una de estas integraciones típicas, es importante destacar algunos aspectos comunes. El primero es que la disidencia en la Tercera Sala pareciera ser un lugar solitario. Los ministros Brito y Muñoz aparecen aislados en uno de los extremos de nuestro espacio unidimensional. Esto no tendría por qué ser así, la disidencia podría perfectamente tener dos ministros, mientras que también podría existir un grupo de ministros cercanos al centro del espacio unidimensional. La evidencia, sin embargo, muestra un grupo compacto de cuatro ministros en la mayoría, separados por bastante distancia de un ministro solitario en la minoría. Ello es consistente con la falta de un comportamiento homogéneo por parte de los ministros del bloque periférico, así como con el Coeficiente Pritchett negativo en magnitud y bajo en intensidad para la pareja Brito-Muñoz.

Figura 3 Coaliciones más frecuentes en la Corte Suprema (2009-2013)Nota: Coaliciones más frecuentes para los ministros de la Tercera de la Sala Corte Suprema, correspondientes a la totalidad de los fallos divididos entre los años 2009 y 2013. Elaboración propia. 

Enseguida, también resulta interesante el rol de la coalición Araneda-Carreño-Pierry. Son estos tres ministros quienes sostienen la posición mayoritaria en las dos integraciones típicas de la Tercera Sala. Nuevamente, ello es consistente con el comportamiento homogéneo del bloque mayoritario en términos de su propensión a disentir, así como con los tipos de Coeficientes Pritchett observados en las tres posibles parejas. En todos los casos se trata de coeficientes positivos, con una magnitud moderada y un número relativamente alto de interacciones. Utilizando una metáfora electoral, esta sería la coalición “gobernante”, aquella que tiene el poder para decidir cuál será resultado del fallo (Buchanan y Tullock 1962; Frickey y Faber 1991).

Mirando ahora una comparación entre ambos subperíodos, el primero de ellos muestra un escenario de polarización: por un lado, la coalición mayoritaria Araneda-Carreño-Pierry; y, por otro, la disidencia solitaria del ministro Brito. Completa la mayoría el ministro Oyarzún, quien de manera similar al ministro Brito concentra su participación en los primeros años del periodo objeto de estudio. Nuestro último ministro flotante, sin embargo, muestra una “marcada” rivalidad con la disidencia y cierta relación de “alianza” con los ministros de la mayoría.30

La salida del ministro Oyarzún y el cambio del ministro Brito a la Segunda Sala parecieran ser los hitos que gatillan el cambio de un subperíodo a otro.31 En este segundo subperíodo se acentúa aún más el escenario de polarización. La misma coalición Araneda-Carreño-Pierry sostiene la posición mayoritaria, pero ahora es el ministro Muñoz quien ocupa la posición de disidencia solitaria y la ministro Sandoval quien se suma a la mayoría. Desde una perspectiva comparada, esta mayor polarización se aprecia en que el grupo mayoritario es más compacto, y el nivel de separación con el ministro disidente es mayor. Aunque la visibilidad pública del ministro Muñoz pareciera empujarnos a buscar la explicación para esta polarización en su comportamiento, los datos sugieren otra cosa. Ello pareciera ser consecuencia del reemplazo de un ministro con una posición relativamente moderada, como es el caso de Oyarzún, por una ministro como Sandoval cuya tendencia a disentir es significativamente menor.

Finalmente, es importante destacar la situación del ministro Pierry. Ciertamente forma parte de la mayoría, pero desde un patrón de comportamiento diferente. Mientras los ministros Araneda y Carreño se suceden en la posición de anclaje dentro de la coalición mayoritaria, el ministro Pierry tiene relaciones de “rivalidad” mucho menos intensas con los ministros que ocupan posiciones disidentes. Asimismo, aunque Pierry tiene una relación de “alianza” con Sandoval, respecto del ministro Oyarzún tiene una relación de “rivalidad” relativamente débil. En otras palabras, pese a estar dentro de la mayoría, es el ministro más cercano a la disidencia y, en este sentido, puede decirse que cierra la mayoría. En términos conceptuales, ello pareciera ser análogo a la posición del “juez mediano” entendido como aquel que resulta decisivo en el resultado de la decisión (Martin et al. 2005).

Con todo, es necesario hacer algunas prevenciones respecto de esta idea. En primer lugar, la idea de un juez mediano tiende a mirarse desde un espacio unidimensional con un contenido definido. Es el juez que se encuentra en la mediana dentro de un espacio ideológico (por ejemplo, liberal/conservador, izquierda/derecha), pero también podría ser el punto medio entre doctrinas legales divergentes o incluso posiciones estratégicas dentro del grupo de jueces. Nuestro modelo unidimensional es, en este particular sentido, neutro. Solamente indica la intensidad con que cada uno de los jueces en una integración típica se sitúa en la mayoría o en la disidencia.32

En segundo lugar, el espacio de polarización que reflejan los datos está lejos de ser simétrico. Como se desprende de la Figura 3, la decisión se mantendría estable aun cuando alguno de los ministros de la mayoría se cambiara de bando. En otras palabras, para alterar el resultado de la sentencia sería necesario que el ministro disidente convenciera a dos de los jueces de la mayoría. La figura también muestra que ello ocurre con poca frecuencia: el espacio central de los ejes de ambos subperiodos está completamente despoblado, sin que exista ninguna ubicación promedio cercana a cero. Atendido que la coalición mayoritaria tiene más miembros de lo estrictamente necesario y se ubica de manera compacta a un extremo de nuestro espacio unidimensional, es poco plausible la idea de un juez mediano único que pueda alterar el resultado de las sentencias.

Más allá de las restricciones metodológicas y estratégicas apuntadas más arriba, esta idea del juez mediano sigue pareciendo atractiva respecto del ministro Pierry. Los distintos litigantes y jueces con quienes conversamos durante nuestra investigación siempre destacaban lo intuitiva que les resultaba la ubicación de este ministro en particular. La razón es que, desde un punto de vista cualitativo, las posiciones jurídicas del ministro Pierry han sido tremendamente influyentes y resulta lógico que un jurista de esas características pueda atraer “aliados” hacia su propia coalición. Con todo, los datos entregan solamente un respaldo parcial a la idea del ministro Pierry como juez mediano: es ciertamente el ministro de la mayoría más cercano a los disidentes, pero está mucho más cerca de cualquiera de los miembros de su propia coalición y un eventual cambio de bando, salvo que atrajera a otro ministro, mantendría la decisión inalterada.

V. CONCLUSIONES

Nuestro objetivo era adaptar la metodología tradicional del análisis de disensos a la Tercera Sala de la Corte Suprema de Chile. Para ello, procedimos en tres pasos. En primer lugar, realizamos un examen descriptivo de la conducta individual de los ministros de la Corte Suprema que muestra tanto la intensidad de la participación de cada ministro y abogado integrante en las decisiones de la Sala, como su tendencia a formar mayoría o disentir. En segundo lugar, presentamos un análisis de las interacciones que se dan entre parejas de jueces con el objeto de mostrar las alianzas y rivalidades entre ellos. En tercer lugar, dibujamos un mapa del comportamiento frecuente de los ministros que típicamente componen la Tercera Sala, distribuyendo a los jueces dentro de un espectro unidimensional ideológicamente neutro, esto es, un espacio que otorga cardinalidad grupal a la frecuencia con que cada juez se ubica en la mayoría o disidencia. Ello permite aproximarnos críticamente a la idea de juez mediano y visualizar la estructura de las coaliciones de jueces.

Hay diversos factores propios de la idiosincrasia de nuestro Poder Judicial que merecen atención. El bajo porcentaje de fallos divididos, cercano al 10% del total, obliga a preguntarse cuán ilustrativas resultan las disidencias respecto del comportamiento general de los jueces. De manera similar, una carga de trabajo de más de 500 causas anuales por ministro arroja dudas acerca de un enfoque cuantitativo que analiza todos los casos como si fueran iguales, en oposición a uno cualitativo que privilegiaría aquellos casos que se consideran “importantes”. Todo lo anterior, además, para recién sistematizar el comportamiento de los jueces y antes de cualquier decisión metodológica acerca de sus posibles explicaciones (por ejemplo, preferencias políticas, doctrinas legales, consideraciones estratégicas).

Más allá de dichas limitaciones, el análisis desarrollado permite construir una variable de respuesta robusta, especialmente frente a un escenario de variabilidad debido a los sistemas de turno, integraciones y recusaciones que contempla la legislación procesal chilena. Además, desde una perspectiva sustantiva, refleja de una manera sencilla las coaliciones existentes al interior de la Tercera Sala. Nuevamente, el comportamiento del tribunal aparece dominado por la coalición que forman los ministros Pierry, Carreño y Araneda. Ellos suelen ser mayoría cuando la sala se divide y están presentes en más causas que cualquier otro grupo de ministros. Enseguida, la primera parte del período estudiado estaría marcada por la oposición Araneda-Brito y la segunda por la oposición Carreño-Muñoz. Finalmente, los ministros Brito y Muñoz ocupan una posición de minoría solitaria, mientras que el ministro Pierry aparece en una posición similar a la de un “juez mediano”.

En definitiva, el trabajo introduce una serie de variaciones metodológicas que seguramente facilitarán futuros trabajos cuantitativos sobre tribunales chilenos, latinoamericanos o de países con culturas judiciales similares, junto con documentar el comportamiento de la Tercera Sala en un lapso que generó varias sentencias cualitativamente relevantes.

*Esta investigación se enmarca dentro del Fondecyt de iniciación N°11150181 y del Fondecyt de iniciación N°11140245, del que los autores son, respectivamente, investigadores responsables. Agradecemos los comentarios recibidos en el Seminario de investigación de la Facultad de derecho de la Universidad de Chile, especialmente los generosos aportes de Javier Couso y Maricruz Gómez. Asimismo, el trabajo se benefició de observaciones recibidas en el Seminario de Derecho Administrativo, de la misma casa de estudios, y en particular, de las sugerencias de Pedro Pierry y Luis Cordero. Finalmente, nos han sido muy útiles las sugerencias de un revisor anónimo.

1En la última década, sin embargo, se han realizado importantes estudios empíricos de comportamiento judicial en América Latina. Ver Kapiszewski y Taylor 2008; Helmke y Ríos Figueroa 2011.

2Cabe distinguir entre jueces de ideología legalista (con especial deferencia al legislador) y jueces de ideología política (con especial inclinación a sus propias preferencias políticas). Ello no obsta a que, en un caso concreto, la ideología legalista favorezca un resultado concordante con la ideología política del juez, y que por ello ambas contingentemente coincidan. Agradecemos a Javier Couso por insistirnos en dejar asentada esta distinción.

3El modelo tradicional suele complementarse con una explicación “estratégica”, según la cual los jueces construyen alianzas buscando implementar una visión jurídica, aunque ello suponga hacer concesiones y actuar en contra de las propias convicciones (Epstein et al. 2013). En definitiva, los modelos “estratégicos” vienen a sofisticar la explicación “actitudinal”, pero desde las mismas premisas de racionalidad y autointerés que dan continuidad histórica al realismo jurídico (Sunstein et al. 2006).

4Esto es lo que se denomina un modelo espacial (Enelow y Hinich 1984), donde cada actor actúa estratégicamente para obtener los resultados políticos más cercanos a su propio ideal.

5Siguiendo a Rhode (1972), entendemos por “coalición” una agrupación de jueces que vota en sentido similar, sin asignar un sentido ideológico a asumir estabilidad en el tiempo. Como sostiene Jacobi (2009: 419-420), la alianza entre jueces puede explicarse por afinidad ideológica o razones estratégicas. Ahora bien, no toda coalición implica colegialidad, entendida esta como una iniciativa reflexiva y deliberada para lograr un fin común (Kornhauser y Sager 1993, 1986).

6Esto tiene que ver, por un lado, con que existen pocas bases de datos con información desagregada acerca de la votación individual de cada juez (Segal y Cover 1989). Por otra parte, nuestra cultura exige cierta neutralidad política de los jueces (Bordalí, 2003: 172). En contraste, Alemania permite la militancia política de los jueces (Morelli 2014) y en España solamente se prohíbe ocupar funciones directivas. Mientras, en Estados Unidos es usual que la filiación política de los jueces sea pública y algunos jueces son directamente electos por la ciudadanía (por ejemplo, Epstein et al. 2013). Tratándose de los ministros de la Corte Suprema, podría pensarse que la necesidad de que el Senado confirme su nombramiento permitiría utilizar la militancia del presidente de la República como un indicio de la tendencia política del juez respectivo. Sin embargo, el sistema implícito de nombramientos cruzados que opera en nuestro país impide extraer información fiable sobre su orientación política (Pardow y Verdugo 2015).

7Ello, sobre un total de más de 7.000 solicitudes al año. Algunas estadísticas sobre este punto pueden encontrarse en http://www.civilrights.org/judiciary/courts/supreme.html

8La Tercera Sala es aquella que se ocupa de asuntos constitucionales y contencioso-administrativos.

9En los últimos siete años se produce en Chile una judicialización exponencial en contra de los prestadores privados de salud (Isapres) por alzas unilaterales de precios del plan de salud. Las sentencias de la Corte Suprema suelen acoger el reclamo y declarar ilegal el alza de precios, empleando un mismo razonamiento (Vivanco 2010). Atendido el volumen y homogeneidad de dichas sentencias, consideramos que su análisis requeriría una investigación separada. Estos recursos ocupan un rol similar a las cobranzas en materia de justicia civil: casos homogéneos y donde el derecho se aplica de manera mecánica, pero representan cerca del 80% de la carga de trabajo (García y Leturia 2006). También excluimos un segundo grupo de casi 2 mil resoluciones que corresponden a resoluciones de trámite o equivalentes jurisdiccionales (por ejemplo, avenimiento, transacción, conciliación).

10La recolección de datos se realizó de manera manual, a través de un equipo de ayudantes integrados por Catalina Ríos, Gustavo Poblete y Cristóbal Santander. Los resultados de dicha recolección de datos fueron sometidos a controles aleatorios sin que se encontrasen errores significativos.

11La decisión de enfocarse en aquellas causas donde existen fallos divididos es usual dentro de la literatura. Existen dos grandes enfoques metodológicos para este tipo de estudios: la codificación direccional y el anclaje por coaliciones. El primero implica traducir el resultado de la sentencia en una dimensión relevante para el análisis, típicamente en un eje “izquierda/derecha” o “liberal/ conservador” (Segal y Spaeth 2002). En contraste, el segundo agrupa a los jueces que tienden a votar juntos, independientemente del resultado de la sentencia (Ho y Quinn 2010). Nuestro trabajo sigue el segundo de estos enfoques, con las particularidades que se detallan más adelante.

12Más problemático puede resultar el supuesto de asimilar todas las concurrencias y disidencias dentro de una misma coalición. En este sentido, si un fallo tuviese más de una disidencia separada, o bien una prevención y una disidencia, todos estos ministros quedarían agrupados dentro de una sola coalición para efectos del análisis. Por estas mismas razones, lo ideal sería que cada señal de separación fuera considerada como una coalición separada, pero codificar los datos de esa manera resultaba demasiado costoso.

13Desde una perspectiva histórica, suele entenderse que la neutralidad política de nuestros jueces es una respuesta a la violencia con que el régimen militar lidiaba con la disidencia en las décadas de los 70 y 80. No obstante, trabajos recientes muestran que dicho sesgo fue desarrollado mucho antes, respondiendo tanto a presiones autoritarias del Poder Ejecutivo, como a la influencia del positivismo en nuestra educación jurídica (ver Hilbink 2007).

14En concreto, existen 4 abogados integrantes con un solo voto, 5 con dos votos, y otros 15 con menos de diez votos.

15En promedio, los abogados integrantes dentro de este subconjunto participaron en 95 vistas de la causa, mientras que los ministros titulares lo hicieron en 405 casos. De hecho, el abogado integrante con mayor participación (Lagos, con 136 votos) tiene cerca de la mitad de los votos que emite el ministro con menor participación (Oyarzún, con 210 votos).

16Es importante destacar que nuestro análisis comenzó con cerca de 45 mil sentencias, pero el trabajo empírico más intenso se realiza con cerca de un 2% de la base de datos inicial. Ello resulta ilustrativo de la crítica que suele realizarse al enfoque del anclaje por coaliciones: es una metodología que requiere gran cantidad de información, para un análisis que muchas veces no resulta concluyente. Ver, por ejemplo, Cameron y Kornhauser 2017.

17Resulta llamativo que el individuo con la segunda mayor propensión a disentir sea el abogado integrante Domingo Hernández, quien parece haber mantenido dicha tendencia luego de incorporarse como ministro titular al Tribunal Constitucional (Carroll y Tiede 2012).

18En Chile se conoce poco de la práctica deliberativa de los tribunales. Por otra parte, es sabido que algunos fallos son redactados por el relator o por los abogados integrantes. Además, desde hace algún tiempo hay fallos que consignan la frase “redacción a cargo de” y otros “redactado por”. Esta distinción se debería a que, en el primer caso, el ministro está a cargo del voto, pero en su redacción habría colaborado otra persona. En el segundo caso, el ministro lo habría redactado directamente.

19Los Coeficientes Pritchett también se muestran en una escala porcentual, esto es, en una escala que va de 0% a 100%. Con todo, resulta sencillo moverse entre una y otra. Si designamos al coeficiente en su escala correlacional como x, basta con aplicar la formula {[(x * 0.5) + 0.5] * 100} para obtener el equivalente en escala porcentual. Un coeficiente de −0.8, por ejemplo, significa que dos ministros únicamente votaron juntos un 10% del tiempo. Así también, un coeficiente de 0.7 significa que ambos ministros votaron juntos en un 85% de sus interacciones.

20En términos concretos, ello se realizó generando un identificador único para cada combinación de rol y año. Posteriormente, se generó una variable de texto donde se unían los apellidos de cada ministro y abogado integrante que compartían dicho identificador único, otra con los apellidos de quienes habían emitido un voto de mayoría y otra con los de quienes habían emitido una disidencia o prevención.

21En ambos casos utilizamos un programa de reconocimiento de texto que simplemente buscaba la combinación de los apellidos en cada una de las variables que recogían la asistencia a la vista de la causa, la composición de la mayoría y la composición de la minoría.

22Esta figura excluye deliberadamente las interacciones de los abogados integrantes entre sí. La razón para ello es que la Tercera Sala tiende a funcionar con un solo abogado integrante. De este modo, la interacción de parejas de abogados integrantes es un fenómeno más bien aislado. Para un análisis más detallado acerca del funcionamiento de los abogados integrantes, Verdugo y Ottone (2013).

23El caso más claro corresponde, nuevamente, al abogado integrante Jorge Lagos. Su “alianza” es relativamente intensa con todos los ministros del bloque mayoritario, mientras demuestra cierta “rivalidad” con los ministros Brito y Muñoz. Resulta interesante, sin embargo, que la interacción con el tercer miembro del bloque mayoritario muestre un Coeficiente Pritchett igual a la unidad. Esta intensa relación de “alianza” entre el abogado Lagos y el ministro Oyarzún, donde ambos se ubican en la misma coalición todas y cada una de las veces en que comparten tribunal, revela ciertas particularidades del comportamiento de este último que no resultaban visibles bajo el enfoque de la sección anterior.

24En promedio, el Coeficiente Pritchett de las seis parejas posibles dentro del bloque periférico es de 0.54. En la escala porcentual, ello supone que los miembros del bloque mayoritario se ubican dentro de la misma coalición un 75% del tiempo.

25Respecto de este otro bloque, el Coeficiente Pritchett promedio para las tres parejas posibles es de −0.62. En la escala porcentual, ello supone que los miembros del bloque periférico se ubican en coaliciones opuestas más de un 80% de las veces.

26En una escala porcentual, un coeficiente de −0,8 significa que ambos ministros se situaron en coaliciones opuestas un 90% del tiempo. En contraste, un coeficiente de 0,5 se traduce en que esa pareja de ministros se situó en la misma coalición en un 75% de las causas donde compartieron integración.

27Con todo, los modelos de análisis que se utilizan actualmente son sensibles a variaciones en la intensidad de la participación, ya sea utilizando la desviación estándar o bien mediante el uso de métodos bayesianos que naturalmente incorporan el volumen de evidencia detrás de una estadística (Ho y Quinn 2012). Sin embargo, en ninguno de estos estudios la asimetría en la intensidad de participación de los distintos integrantes del tribunal es tan pronunciada como en nuestra Corte Suprema.

28En algunas causas ambientales, sin embargo, los ministros Araneda y Brito forman parte de la disidencia, aunque de ello no se sigue necesariamente que sean “amigos” dentro de una posición minoritaria que podría calificarse como “pro-medio ambiente”. Ver SCS 10.220-2011, de 4 de abril de 2012, en que cada uno redacta su voto disidente.

29Calcular la media aritmética tiene una ventaja adicional: permite que la desviación estándar sea utilizada como una medida de la concordancia entre los Coeficientes Pritchett del juez cuya ubicación estamos determinando. Así, si un juez tiene una relación de “rivalidad” con el anclaje disidente y de “alianza” con el anclaje mayoritario, siendo ambas de una magnitud similar, la desviación estándar será baja debido a la concordancia entre ambos coeficientes. Al contrario, si un juez tiene relaciones de “alianza” con ambos anclajes, la desviación estándar será relativamente alta como consecuencia de la falta de concordancia entre los coeficientes. La suma de las desviaciones estándar para los tres jueces flotantes permite apreciar cuán consistente es la ubicación de los miembros de la coalición respecto de los distintos Coeficientes Pritchett.

30En efecto, el ministro Oyarzún tiene coeficientes negativos con los ministros Muñoz y Brito (-1 y −0,54 respectivamente) aunque con el primero sólo tiene 4 interacciones. Con el ministro Araneda, si bien el coeficiente positivo no es muy alto (0,19), en cambio tiene un alto número de interacciones. Diverso es el caso de la interacción Oyarzún-Pierry, que tiene un coeficiente negativo de baja intensidad, es decir, una rivalidad débil, pero con muchas interacciones.

31Adalis Oyarzún cesó en su cargo como ministro de la Corte Suprema en junio de 2012. Por tanto, los lapsos en los que los ministros Brito y Oyarzún participan en las decisiones de la Tercera Sala son prácticamente idénticos: desde comienzo de 2009 hasta mediados de 2012.

32Una segmentación preliminar por tipo de materia muestra que nuestras coaliciones se mantienen estables con independencia de si la Sala está resolviendo recursos de protección, casación o queja. No obstante, un análisis más sofisticado podría mostrar cambios en la composición de las coaliciones y acercar el análisis a uno que contemple un espacio normativamente definido.

REFERENCIAS

Bordalí, Andrés. 2003. “Independencia y responsabilidad de los jueces.” Revista de Derecho XIV: 159-174. [ Links ]

Bravo-Hurtado, Pablo y Álvaro Bustos. 2016. “Explaining Difference in the Quantity of Supreme Court Revisions: A Model for Judicial Uniformity.” Recuperado el 20 de julio de 2017 de https://ssrn.com/abstract=2886390. [ Links ]

Buchanan, James y Gordon Tullock. 1962. The Calculus of Consent: Logical Foundations of Constitutional Democracy. Michigan: University of Michigan Press. [ Links ]

Cameron, Charles M. y Lewis A. Kornhauser. 2017. “Rational Choice Attitudinalism?” European Journal of Law and Economics 43 (3): 535-554. [ Links ]

Cane, Peter. 2016. Controlling Administrative Power: An Historical Comparison. Cambridge: Cambridge University Press. [ Links ]

Carbonell, Flavia. 2012. “Reasoning by Consequences: Applying Different Argumentation Structures to the Analysis of Consequentialist Reasoning in Judicial Decisions.” En Legal Argumentation Theory: Cross-Disciplinary Perspectives, editado por Christian Dahl-man y Eveline Feteris. Dordrecht: Springer, 1-20. [ Links ]

Carroll, Royce y Lydia Tiede. 2011. “Judicial Behavior on the Chilean Constitutional Tribunal.” Journal of Empirical Legal Studies 8 (4): 856-877. [ Links ]

Carroll, Royce y Lydia Tiede. 2012. “Ideological Voting on Chile's Constitutional Tribunal: Dissent Coalitions in the Adjudication of Rights.” Journal of Human Rights 11 (1): 85-105. [ Links ]

Correa, Jorge. 1999. “Cenicienta se queda en la fiesta. El Poder Judicial en la década de los 90.” En El modelo chileno: democracia y desarrollo en los noventas, editado por Paul Drake e Iván Jaksic. Santiago: Lom, 281-315. [ Links ]

Correa, Jorge. 1995. “Referentes políticos en las decisiones judiciales a la luz de la teoría democrática.” En Razonamiento judicial, editado por Carlos Cerda. Santiago: Universidad Diego Portales, CDJ-CPU, 725-739. [ Links ]

Couso, Javier. 2004. “Consolidación democrática y poder judicial: los riesgos de la judicialización de la política.” Revista de Ciencia Política 24 (2): 29-48. [ Links ]

Couso, Javier. 2010. “The Transformation of Constitutional Discourse and the Judicialization of Politics in Latin America.” En Cultures of Legality. Judicialization and Political Activism in Latin America, editado por Javier Couso, Alexandra Huneeus y Rachel Sieder. Cambridge: Cambridge University Press, 141-160. [ Links ]

Enelow, James M. y Melvin J. Hinich. 1984. The Spatial Theory of Voting: An Introduction. Cambridge: Cambridge University Press. [ Links ]

Epstein, Lee. 2016. “Some Thoughts on the Study of Judicial Behavior.” William & Mary Law Review 57(6): 2017-2073. [ Links ]

Epstein, Lee, Jack Knight y Andrew D. Martin. 2003. “The Political (Science) Context of Judging.” St. Louis University Law Journal 47 (3): 783-817. [ Links ]

Epstein, Lee, William M. Landes y Richard A. Posner. 2013. The Behavior of Federal Judges. A Theoretical and Empirical Analysis of Rational Choice. Harvard: Harvard University Press. [ Links ]

Faúndez, Julio. 2011. Democratización, desarrollo y legalidad. Santiago: Ediciones Universidad Diego Portales. [ Links ]

Frickey, Philip y Daniel A. Farbe. 1991. Law and Public Choice: A Critical Introduction. Chicago: University of Chicago Press. [ Links ]

García, José Francisco y Francisco Javier Leturia. 2006. “Justicia civil: diagnóstico, evidencia empírica y lineamientos para una reforma.” Revista Chilena de Derecho 33 (2): 345-384. [ Links ]

García, José Francisco y Sergio Verdugo. 2013. Activismo judicial en Chile: ¿hacia el gobierno de los jueces? Santiago: Ediciones Libertad y Desarrollo. [ Links ]

Garoupa, Nuno, Fernando Gómez-Pomar y Verónica Grembi. 2013. “Judging under Political Pressure: An Empirical Analysis of Constitutional Review Voting in the Spanish Constitutional Court.” Journal of Law, Economics & Organization 29 (3): 513-534. [ Links ]

Helmke, Gretchen y Julio Ríos-Figueroa (eds.). 2011. Courts in Latin America. New York: Cambridge University Press, [ Links ]

Hilbink, Lisa. 2007. Judges beyond Politics in Democracy and Dictatorship: Lessons from Chile. New York: Cambridge University Press. [ Links ]

Hilbink, Lisa y Javier Couso. 2011. “From Quietism to Incipient Activism: The Ideological and Institutional Roots of Rights Adjudication in Chile.” En Courts in Latin America, editado por Gretchen Helmke y Julio Ríos-Figueroa. New York: Cambridge University Press, 99-127. [ Links ]

Ho, Daniel E. y Kevin M. Quinn. 2010. “How Not to Lie with Judicial Votes: Misconceptions, Measurement, and Models.” California Law Review 98 (3): 822-830. [ Links ]

Huneeus, Alexandra. 2010. “Judging from a Guilty Conscience: The Chilean Judiciary's Human Rights Turn.” Law & Social Inquiry 35 (2): 99-135. [ Links ]

Jacobi, Tanja. 2009. “Competing Models of Judicial Coalition Formation and Case Outcome Determination.” Journal of Legal Analysis 1 (2): 411-458. [ Links ]

Kapiszewski, Diana y Matthew M. Taylor. 2008. “Doing Courts Justice? Studying Judicial Politics in Latin America.” Perspectives on Politics 6 (4): 741-767. [ Links ]

Kornhauser, Lewis A. y Lawrence G. Sager. 1986. “Unpacking the Court.” Yale Law Journal 96 (1): 82-116. [ Links ]

Kornhauser, Lewis A. y Lawrence G. Sager. 1993. “The One and the Many: Adjudication in Collegial Courts.” California Law Review 81 (1): 1-59. [ Links ]

Loveman, Brian y Elizabeth Lira. 2014. Poder Judicial y conflictos políticos (Chile: 1925-1958). Santiago: Lom. [ Links ]

Martin, Andrew D. y Kevin M. Quinn. 2002. “Dynamic Ideal Point Estimation via Markov Chain Monte Carlo for the U.S. Supreme Court, 1953-1999.” Political Analysis 10 (2): 134-153. [ Links ]

Martin, Andrew D., Kevin M. Quinn y Lee Epstein. 2005. “The Median Justice on the United States Supreme Court.” North Carolina Law Review 83 (5): 1275-1322. [ Links ]

Morelli, Antonio. 2014. “La libertad de asociación política de los jueces en Europa frente a los principios de independencia e imparcialidad.” Universitas: Revista de Filosofía, Derecho y Política 19: 3-30. [ Links ]

Novoa, Eduardo. 1970. “Justicia de clases.” Revista Mensaje 187: 108-118. [ Links ]

Pardow, Diego y Sergio Verdugo. 2015. “El Tribunal Constitucional chileno y la reforma de 2005. Un enroque entre jueces de carrera y académicos.” Revista de Derecho XXVIII (1): 123-144. [ Links ]

Pound, Roscoe. 1910. “Law in Books and Law in Action.” American Law Review 44: 12-36. [ Links ]

Pritchett, C. Herman. 1941. “Divisions of Opinion among Justices of the U.S. Supreme Court.” American Political Science Review 35 (5): 890-898. [ Links ]

Pritchett, C. Herman. 1948. The Roosevelt Court: A Study in Judicial Politics and Values 1937-1947. New Orleans, Louisiana: Quid Pro Quo Books. [ Links ]

Rhode, David W. 1972. “Policy Goals and Opinion Coalitions in the Supreme Court.” Midwest Journal of Political Science 16 (2): 208-224. [ Links ]

Schubert, Glendon A. (1965). The Judicial Mind: Attitudes and Ideologies of Supreme Court Justices 1946-1963. Evanston: Northewestern University Press.Links ]

Schubert, Glendon A. y Frank A. Pinner, F. 1959. Quantitative Analysis of Judicial Behavior. Illionis: The Free Press Glencoe. [ Links ]

Segal, Jeffrey A. 2008. “Judicial Behavior.” En The Oxford Handbook of Law and Politics, editado por Keith E. Whittington, R. Daniel Kelemen y Gregory A. Caldeira. Oxford: Oxford University Press. [ Links ]

Segal, Jeffrey A. y Albert D. Cover. 1989. “Ideological Values and the Votes of U.S. Supreme Court Justices.” The American Political Science Review 83 (2): 557-565 [ Links ]

Segal, Jeffrey A. y Harold J. Spaeth. 1993. The Supreme Court and the Attitudinal Model. New York: Cambridge University Press. [ Links ]

Sunstein, Cass R., David Schkade, Lisa M. Ellman y Andres Sawicki. 2006. Are Judges Political? An Empirical Analysis of the Federal Judiciary. Washington D.C.: Brookings Institution Press. [ Links ]

Tiede, Lisa. 2016. “The Political Determinants of Judicial Dissent: Evidence from the Chilean Constitutional Tribunal.” European Political Science Review 8 (3): 377-403. [ Links ]

Verdugo, Sergio y Carla Ottone. 2012. “Revisitando el debate sobre los abogados integrantes y la independencia del Poder Judicial.” Actualidad Jurídica 27: 199-219. [ Links ]

Vivanco, Ángela. 2010. “Justicia constitucional, libre elección en materia de salud y normativa sobre Isapres: un comentario a la reciente jurisprudencia del Tribunal Constitucional.” Revista Chilena de Derecho 37 (1): 141-162. [ Links ]

Recibido: 29 de Mayo de 2017; Aprobado: 08 de Febrero de 2018

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