Una toma de cámaras que dividió a dos niveles de gobierno
La noche del domingo 15 de febrero de 2026, en medio de la crisis de incendios estructurales en Guayaquil, el Ministerio del Interior y la Policía Nacional allanaron las instalaciones de Segura EP —la empresa pública municipal para la gestión de riesgos y control de la seguridad de Guayaquil— y tomaron el control operativo de su sistema de videovigilancia. El Gobierno justificó la medida citando una investigación fiscal sobre el manejo del centro de datos de las cámaras municipales; el Municipio de Guayaquil calificó la intervención de secuestro institucional y una vulneración de su autonomía administrativa.
Más allá del litigio político-constitucional, la intervención hizo una promesa empírica concreta: integrar la infraestructura tecnológica de Segura EP —cámaras, centros de monitoreo, sistemas de alerta— a la operación policial nacional debía traducirse en mejor capacidad de detección y respuesta, y por lo tanto en menos violencia letal.
"El Ministerio del Interior afirma que uno de los ejes de la intervención es articular la infraestructura tecnológica de Segura EP con la operación policial." — Ministerio del Interior, 20 de febrero de 2026.
Esa promesa es contrastable. Este policy brief la contrasta.
La pregunta que el debate público no puede responder por sí solo
El debate sobre Segura EP se libró casi enteramente en el terreno constitucional —autonomía municipal versus facultad fiscalizadora del Ejecutivo— y muy poco en el terreno empírico. Es una omisión costosa: si la intervención efectivamente mejora la capacidad de vigilancia y respuesta, ese es un argumento a favor que la discusión jurídica no captura. Si no lo hace, entonces el costo institucional de la intervención —el precedente sobre autonomía de los GAD, la ruptura de la coordinación municipio-Gobierno central— se pagó sin la compensación de seguridad que la justificaba.
La comparación ingenua —homicidios de Guayaquil antes versus después del 15 de febrero— no sirve para responder esto. Ecuador entero venía reduciendo homicidios desde enero de 2026 (−7,9% nacional en el primer bimestre), en paralelo a estados de excepción prolongados, toques de queda y operativos contra la extorsión que nada tienen que ver con las cámaras de Segura EP. Cualquier caída observada en Guayaquil después de febrero podría deberse a la intervención, a estos otros factores, o a ninguno de los dos.
La pregunta que organiza este análisis es, entonces, más estricta: ¿cayeron los homicidios en Guayaquil más de lo que cayeron en cantones costeros comparables que no tuvieron intervención de sus cámaras? Esa es la única pregunta que aísla, aunque sea parcialmente, el efecto específico de Segura EP de la tendencia regional de seguridad.
Diseño: un panel semanal de circuitos policiales, no de cantones
Se construyó un panel de microdatos del Ministerio del Interior con todos los homicidios intencionales (asesinato, homicidio, femicidio, sicariato) registrados entre 2014 y junio de 2026 en Guayas, Los Ríos, El Oro y Santa Elena. La unidad de análisis es el circuito policial —la subdivisión geográfica más fina disponible en los microdatos y la única que anida consistentemente dentro de cada cantón, tanto para Guayaquil como para el resto de la muestra—, identificado de forma única como cantón × circuito.
Se definió una ventana simétrica de 19 semanas antes y después del 15 de febrero de 2026 —el máximo disponible dado que los microdatos de 2026 cubren hasta el 30 de junio—, y se contó el número de homicidios por circuito-semana, incluyendo ceros. La variable dependiente es ln(1+conteo semanal), y el modelo es de doble efecto fijo:
yit = αi + λt + β·(Tratadoi × Postt) + εit
con efectos fijos de circuito (αi) y de semana (λt), y errores estándar clusterizados por circuito. El coeficiente de interés, β, mide si Guayaquil se desvió de la tendencia del resto de la Costa después de la intervención.
El resultado: un efecto que no se distingue de cero
La estimación TWFE no encuentra un efecto diferencial de la intervención sobre los homicidios de Guayaquil, y el resultado es estable frente a tres definiciones distintas del grupo de control.
| Grupo de control | β̂ | EE (cluster) | p |
|---|---|---|---|
| Las 4 provincias completas (237 circuitos) | 0.015 | 0.024 | 0.530 |
| Solo resto de Guayas | 0.006 | 0.026 | 0.816 |
| Solo cantones aledaños (Durán, Samborondón, Milagro, Daule, Naranjal, Yaguachi, Salitre, Playas, Naranjito) | 0.030 | 0.029 | 0.295 |
En términos crudos, Guayaquil pasó de 0,77 a 0,74 homicidios por circuito-semana (−4,5%) entre el período pre y post-intervención; el conjunto de las cuatro provincias, de 0,34 a 0,28 (−17,8%). Si algo, Guayaquil cayó menos que su comparación regional —aunque, como muestra la tabla, la diferencia no es estadísticamente distinguible de cero en ninguna especificación.
El chequeo que la mayoría de los análisis de coyuntura se salta
Un diseño de diferencias en diferencias solo es creíble si, antes del tratamiento, los circuitos tratados y de control se movían en tendencias paralelas. Con el conjunto completo de 237 circuitos de control, ese supuesto se rechaza con fuerza: el test conjunto sobre los coeficientes pre-tendencia del estudio de eventos da F = 2,44, p = 0,001. La Figura 1 muestra por qué: varios circuitos de control —sobre todo en Machala, Babahoyo, Balzar y Ventanas— tenían trayectorias de homicidios muy distintas a las de Guayaquil incluso antes de que existiera la intervención.
Por eso se repitió el ejercicio eliminando iterativamente —mediante selección backward, guiada por la divergencia de la pendiente pre-tratamiento de cada circuito respecto al promedio de Guayaquil— los circuitos de control más ruidosos, hasta que el test de tendencias paralelas dejara de rechazarse. Se necesitó excluir 41 de los 237 circuitos (17%) para llegar a F = 1,46, p = 0,105.
| Pre | Post | Δ% | |
|---|---|---|---|
| Guayaquil (tratado) | 0.775 | 0.740 | −4.5% |
| Control depurado | 0.266 | 0.252 | −5.5% |
| β̂ Guayaquil × Post | −0.003 (p = 0.897) | ||
El resultado no cambia. Con tendencias paralelas satisfechas, el efecto estimado es aún más cercano a cero. Es la peor combinación posible para quien busque atribuirle un efecto a la intervención: no hay señal ni con el diseño ingenuo, ni con el diseño depurado.
La respuesta final: la intervención no tiene un efecto medible sobre los homicidios
¿Hizo la intervención de Segura EP más segura a Guayaquil? Con la evidencia disponible a junio de 2026, la respuesta es no. La intervención no tiene un efecto medible sobre los homicidios de Guayaquil. El coeficiente de interés es indistinguible de cero en las tres especificaciones del grupo de control, y sigue siendo indistinguible de cero incluso después de depurar la muestra para satisfacer el supuesto de tendencias paralelas —el ejercicio que, si algo, debería favorecer encontrar un efecto si este existiera. No hay ninguna de las cuatro especificaciones estimadas en este brief que produzca un coeficiente distinguible de cero.
La discusión pública sobre Segura EP se ha librado casi enteramente en el plano constitucional —autonomía municipal versus facultad fiscalizadora del Ejecutivo—. Ese debate puede resolverse por otras vías. Lo que ya no puede sostenerse, con los datos en la mano, es el argumento de seguridad que acompañó la intervención: diecinueve semanas después de tomar el control de las cámaras, Guayaquil no es más segura en el indicador que la intervención prometía mejorar. La carga de la prueba —y de aquí en adelante, la responsabilidad política del resultado— es de quienes prometieron ese resultado.
Una cámara que cambia de dueño no cambia, por sí sola, lo que ocurre frente a ella.