ideologfa polftica en e - uab barcelona · 2009. 6. 11. · ideologfa polftica y crisis economica...
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IDEOLOGfA POLfTICA Y CRISIS ECONOMICA EN FRANCIA E ITALIA
ILmiro Cibrián (Utziue*rsidad Complutense)
Este articulo estudia las relaciones entre las fluctuaciones a corto plazo de la ideologia política y de la economia en dos formaciones sociales sud- europeas: La V República Francesa y la República Italiana. Se trata de averiguar si, y en qué medida, 10s cambios en las opiniones políticas están influenciados por las condiciones económicas reinantes. Gsta es una de las hipótesis clásicas de la Sociologia Política, que sin embargo raramente suele ser sometida a test rigurosos para socieddes concretas que permitan conocer qué factores económicos son 10s realmente iduyentes, y cuál es el peso relativo de 10s mismos. Metodológicamente, el análisis de 10s datos se basa en el uso de técnicas politométricas, es decir, en regresiones multi- lineales como la de econometlia, pero inc1uyc:ndo como variables depen- diente e independientes las de tip0 político. En cuanto a 10s datos, las series empleadas para medir las variaciones política-ideológicas son encues- ras sobre la popularidad de 10s líderes, partidos, o gobiernos en el poder. Las fluctuaciones económicas se reflejan por medio de 10s indicadores ma- croeconómicos clásicos. Variables específicamente políticas, como el parti- dismo, la popularidad personal de un determinado líder, y la evolución a largo plazo de la popularidad del régimen se incluyen tarnbién en 10s análisis con d din de identificar 10s efectos independientes de las variables econÓmicas.*
* El autor agradece las vdiosas críticas que a las primeras versiones hicieron G. Kramer, J. J. Linz, D. Rae y J . M. de Miguel, así como la ayuda de Pilar de Miguel y R. Bahamontes en la confección de la versi6n final. Durante la realizaci6n del trabajo se disfrutó de apoyo financiero del Ministeri0 de Educaci6n y Ciencia y de la Universidad de Yale.
Papers: Revista de Sociologia 1:l (1979)
El articulo tiene cinco partes .En la primera se presenta el modelo general lineal, y 10s resultados publicados en la literatura para otros paises. De 10s mismos se infiere una primera hipótesis sobre la forma de la función ideologia política P para Francia e Italia.' En .segundo lugar se presentan 10s principales rasgos de las elecciones y la economia gala y transalpina durante 10s años setenta, extrayendo una segi~nda hipótesis relativa al evidente papel de la inflación en ambos paises. En la tercera parte se presenta el modelo detallado de análisi~.~ La cuarta parte incluye 10s datos y 10s resultados obtenidos con 10s mismos. La parte final, dedicada a las conclusiones, apunta un rechazo parcial de anfilisis del modelo racional- funcionalista, y avanza hipótesis para interpretar las paradojas a que con- duce.. También se incluye una discusión de las ]?osibles implicaciones nor- mativas de 10s resultados, de cara a las posibilidades del presidencialismo o de la congelación de 10s partidos legitimados para gobernar como reme- dios a la polarización.
1. El que 10s cambios en las opiniones políticas estén infiuenciados por las con- diciones económicas es una hipótesi:; común a la sociologia marxista, y a la teoria racional-funcionalista de la toma de decisión, Las euposiciones clásicas de Marx son <(Prefaci0 a una contribución a la critica de la econc:~mía política)>, en K. Marx y F. Engels, Selected Works 1 (Moscú: Progress Publitbers, 1969); y <(La ideologia alemana),, en K. Marx y F. Engels, Collected Works 5 (Nueva York: International Publishers, 1975). El enfoque racional-economicista, que considera la acción política de modo similar a la competición económica, con partídos-firmas y votantes-consumido- res, se remonta al menos a J. A. Schumpeter, Capitalfsrn, Socialisrn and Dernocracy, Sa. ed. (Londres: George Ailen and Unwin, 1976). Una exposición sistemitica es la de A. Downs, An Economic Theory of Democracy (Piueva York: Harper and Row, 1957).
2. Dos referencias generales parra 10s métodos empleades son J. Johnston, Eco- nornetric Methods (Nueva York: McGraw-Hiil, 1963), y H. Theil, Principies of Econo- metrics (Nueva York: John Wiley, 1971).
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<(Papers)>: Revista de Sociologia
Modelor pol2'tométricos: Hipótesis y resulta do.^
La estructura racionalista subyacente a 10s estudios politométricos publicados sobre este tema aaxme que la ideologia política P de un <tciu- dadano medios es una función f de una serie de variables económicas ge- nerales como la inflación IR, d paro UR, el crecimiento económico G; y de otras variables de tip0 político X, Y, 2, (que por el momento no se especifican. Se parte de la ecuación:
Los estudios hipotetizan que f es una funcibn creciente de G, y decre- ciente de UR, e IR. O sea, que el <tciudadano medio)> desea niveles altos de crecimiento, y niveles bajos de paro e inflación, y además, la popula- ridad que para él tienen las élites políticas está determinada por estos criterios .3
Se suelen introducir imy~lícitamente dos hipótesis adicionales en el modelo: que la función f cumple las condiciones para poder ser des- arroilada en serie; y que la popularidad en el período t está determinada primeramente por el estado de la economia en ese período. Es decir, que las evaluaciones de actuaciones económicas pasdas, o las expectativas futu- ras, no influencian, al menos en primera aproximación, las ideas políticas actuales. Con estas premisas se puede pasar de la ecuación (1) a la si- guiente expresión explícita multilineal:
en la cual las variables pueden ser especificaclas por series temporales, y 10s coeficientes bi pueden ser e:stimados por medio de regresiones. El signo, la significación, y la importancia de las estimaciones para determinar las fluctuaciones de P confirmarán o desmentiráll estadísticamente el papel asignado a priori a las variables independientes.
En la Tabla 1 se presentan las característjcas y 10s resultados de algu- nos estudios politométricos publicados durante el sexenio 1970-1975 para 10s Estados Unidos (EE.UU.), el Reino Unido (RU), y la República Federal de Alemania (RFA). La popularidad de 10s Iídcres y partidos políticos bri- tánicos recogida en encuestas mensuales es la variable dependiente usada
3. Esta crucial hipótesis puede hacer al modelo muy rígido para sistemas polí- ticos con profundas fracturas socides, étnicas o religiosas. Tal es el caso de Francia e Italia, en donde hay una importarite polarización y fragmentación de dase, las cuales pueden dar lugar a dificdtades analíticas.
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aPapers,: Revista de Sociologia
por Goodhart y Bhansali, en cuyo trabajo el crecimiento económico G y el desempleo reciente UR son las variables económicas con efectos inde- pendientes sobre la popularidad? En 1975 Frey y Schneider estimaron que la popularidad gubernamental en la RFA era función de las tres va- riables económicas citadas, siendo todas significativas a 0,05 o m e j ~ r . ~
Los tres trabajos para 10s EE.UU. tienen una perspectiva histórica muy amplia, y usan como variables dependientes resultados electorales. Fair se basa en elecciones presidenciales, y Kramer y Tuftee, por separado, en series distintas de elecciones congres~ales.~ Lo curioso es que en 10s tres trabajos el crecimiento es siempre significativo. Para Fair y Tuftee se trata de la única variable económica relevante, mientras que para Kramer la inflación tiene también algún efecto independiente.
Los paises de la Tabla 1 son de tip0 capitalista-democrático, :J. la ideologia liberal es ampliamente hegemónica en ellos? Hay sin embargo grados diversos en esta hegemonia, ya que las ideas y organizaciones social- demócratas están mucho mis implantadas en el RU y la RFA que en 10s EE.UU. Recientes y sólidas encuestas de autoclasificación en el es-
4. En este trabajo, aunque el desempleo relevante no es el actual o instantáneo, sino el correspondiente a 10s meses 4, 5 y 6 anteriores, hay que tener en cuenta que las series empleadas no son anuales, sino mensuales. Ver C. A. E. Goodhart y R. J. Bahnsali, <(Politica1 Economy)>, Political Studies, 18-1 (1970): 43-106. Tam- bién es significante en este trabajo una variable oscilatoria, según la cua1 la populari- dad de 10s bencedores en una elección tiende a disminuir después de la misma, recu- perándose conforme se acerca el nuevo comicio. En P. Butler y D. Stokes, Political Change in Britain (Nueva York: St. Martin Press, 1969), pp. 405 SS. se presentan interesantes estudios no politométricos sobre la ideologia política británica, desagrega- dos por clase y status.
5. B. Frey y F. Schneider, <tAn Econometric Model wirh an Endogenous Go- vernment Sector* (Toronto: 3a. Reunión Mundial de la Econometric Society, 1975). Véase tarnbién del mismo autor principal, B. Frey y R. Garbers, ctPolitico-Econome- trics -On Estimation in Political Economyn, Politrcal Studies, 19-3 (1972): 316- 320; y B. Frey y H. Garbers, aDer Einfluss Wirtschaftlicher Variabler auf die Popula- ritat der Regierung -Eine Empirische Analyseb, Jahrbiichern fur Nationalekonomie und Statistik, 186-4 (1972): 281-295.
6. R. Fair, <<On Controiiing the Economy to Win Elections), (New Haven: Cowles Foundation Discussion Paper No. 397, 1975). G. Kramer, <&hort-Term Fluc- tuations in U. S. Voting Behavior, 1896-1964~, American Political Science Review, 65 (1971): 131-143. E. R. Tuftee, <(Determinants of the Outcomes of Mid-Term Con- gressional Elections),, American Political Science Review, 69 (1975). Una impor- tante discusión del trabajo de Kramer es G. J. Stiegler, <(General Economic Conditions and National Elections)>, Arnerican Economic Revtew, 63 (1973): 160-172.
7. El estudio clásico sobre la implantación relativa de 10s valores liberal-capita- listas en Italia, México, EE.UU., liU y RFA es el de G. Almond y S. Verba, The Civic Culture (Princeton: Princeton University Press, 1963). El mismo pone de mani-
Ideologia política y crisis económica en Francia e Italia
pectro izquierda-derecha dan para 10s dos paises europeos indices de pola- rización política cualitativamente superiores a Xos americanos, 10s cuales son cercanos a cer^.^
Puede existir una relación entre grado de: polarización y estructura de la función f . En 10s EE.UU. el crecimiento G es significativo siempre, mientras que en la RFA y el KU 10 son la inflaci~jn IR y el desempleo UR. El nivel de polarización, el cua1 obviamente est6 relacionado con el sistema de partidos y la ideologia dominante, puede estar asociado también con la forma de la relación estadística que liga las fluctuaciones político-ideológi- cas y econórnicas. Por eso, como Francia e Italia son a su vez poliarquias sustancialmente más polarizada!; que el RU y la RFA, contando no s610 con organizaciones socialdembcratas, sino además con importantes partidos comunístas, se puede formular la siguiente hipdtesis:
HIP~TESIS 1. Para Francia e Italia la función f será especificarnente distinta, en cuanto a sus variables económicas, dc' las funciones encontraclas para sociedades de polarización rnedia (RU, RFA), a nula (EE.UU.). Se trata ésta de una hipótesis débil, ya que 10 iínico que se postula es que de las siete posibles combinaciones no repetitivas que pueden formarse con las tres variables económicas consideradas (IR, UR, y G), la combi- nación que regirá para Francia e Italia será por i.ma parte igual para ambos paises, y por otra parte difererlte de la combinación para paises media- namente polarizados, la cua1 es (IR, UR), y de la combinación para paises no polarizados, la cua1 es (G)?
Resdtadas electorales e inflacitin: La experiencia de 10s setenta
La sensibilidad de las estructuras po1iticc:b-ideolÓgicas de Francia e Italia a las fluctuaciones económicas se pone de maniíiesto por algunos de
fiesto las diferencias existentes entre Italia y 10s otros ]:laises capitalistas desarroiiados. También es ilustrativo de las distanciias ideológicas existentes entre 10s parlamentarios británicos e italianos el estudio de R. D. Putnam, Tkre Beliefs of Politicians (New Haven: Yale University Press, 1973).
8. G. Sartori, ccPolarization, Fragmentation and (::ompetition in Western Demo- craciew (Uppsa1a:IX Congreso Mundial de Sociologia, :L978). Los índices de polariza- ción calculados por Sartori en base a encuestas he aui:oclas~caciÓn en la escala 1-10 (izquierdaderecha) son: EE.UU. = 0,08, RFA = 0,28, RU = 0,31, Italia = 0,63. No se dan valores para Francia, pero 10 probable es que :\ili la polarización sea superior a la de la RFA y el RU, y cercana, runque algo inferia:~, a la italiana.
9. Con las tres variables económicas se pueden tormar en total 7 combinaciones no repetitivas: (IR), (UR), (G), (IR; UR), (IR; G), (UR; G), (IR; UR; G).
<(Papers)>: Revista de Sociologia
10s resultados elector alt:^ registrados durante la rnitad de la década de 10s setenta. Asi en 1974, Mitterrand, candidato de 10s partidos firmantes del Programa Común de lla Izquierda, obtiene en la segunda vuelta de las elecciones presidenciales el 49,3 % de 10s votos, algo que la izquierda francesa no conseguia desde 10s dias de la Liberación. En ese mismo año se produce en Italia una importante derrota de una coalición ad boc de democristianos y fascistas en el referéndum sobre el divorcio, en el que el abrogacionismo apoyado por ambos partidos obtienen s610 el 40,7 % de 10s votos, mientras que en las dlecciones generales de 1972 habian sumado el 47,5 %.'O Esta pauta electoral es repetida en las elecciones adminis- trativa~ de 1975 y en las generales de 1976, en las que se confirman im- portantes avances de Na izquierda italiana, en especial del Partido Co- munista.
En el aspecto de la economia, a mitad de 10s setenta se produce también una importante crisis general capitdista, debida entre otras causas, a la drástica remodelación de precios energéticos que ocurre a finales de 1973. Como consecuencia de esta crisis, las tasas de inflación regis- t rada~ en 1974 y 1975 son las mayores de la historia de 10s dos regimenes estudiados. La inflación, que en 1973 ya era importante si se compara con 10s valores de 10s afíos sesenta (10s cuales raramente llegaban al 5 %) se duplica de 1973 a 1974. En el momento de las elecciones administra- tivas italianas de 1975, las cuales recogen quizá el avance más espectacular del PCI en toda la historia de la República Italiana, la tasa anual de infla- ción continuaba como en el año anterior, siendo superior al 19 %.
Esta tendencia general al avance de la izquierda experimenta una cierta inflexión en 10s últimos años. En Francia, la mayoria de derechas vuelve a imponerse, a pesar de las predicciones, en las elecciones genera- les de 1978. En Italia las elecciones administrativas de 1977 y 1978, aunque de carácter parcial, recogen por primera vez retrocesos impor- tantes del PCI. Paralelamente, durante estos años, 10s gobiernos bur- gueses de Francia e Italia obtienen resultados apreciables en el principal objetivo de su política econ6mica: frenar la inflación.
Aunque la evidencia no es amplia, y ha sido analizada superficial- mente, pone de manifiesto el papel de la inflación en cuanto a su impacto
10. Para evaluar adecuadamente esta diferencia hay que tener presente la gran viscosidad y disciplina de voto que hasta 1974 había presentado el sistema electoral italiano. Un sugerente estudio sobte viscosidad y volatilidad en 10s sistemas de partidos europeos es M. N. Pedersen, ctThe Changing European Rarty System. -Patterns of Electoral Volatilitys (Uppsala: IX Congreso Mundial de Sociologia, 1978).
Ideologia política y crisis econórnica en Francia e Italia
sobre la ideologia política en las formaciones estudiadas. Se puede inferir 10 siguiente:
HIP~TESIS 2. En formaciones sociales capitalistas democráticas con indices altos de polarización politica, la relación que liga las fluctuaciones politico-ideológicas y económicas, incluirá la i,vflación como una de las variables económic~s con signific~ción estadistica independiente. Lo que se hipotetiza es que la posible combinación de la variable IR, UR, y G (la cual según la HIP~TESIS 1 será diferente (de la combinación de 10s EE.UU. y de la combinación anglo-germana) incluirá la variable IR dc modo necesario."
Descripcidn del modelo de análisis
En el Gráfico I se presenta un esquema t lel modelo estadístic0 que se va a verificar. Está basado en otros similares utilizados en 10s trabajos citados, en particular en el de Kramer. Los priesupuestos racional-funcio- nalistas subyacentes a estos sencillos modelos, en que todas las varia- bles explicativas son independientes, se adoptim aquí de modo critico, ante la ausencia de datos necesarios para construir modelos alternativos, y por el interés que representa el poder extender al sur de Europa estudios ya realizados para otros paises. Las variables de: tip0 polític0 incluidas en el modelo son: 1) La escisión partidista usual de la población, la cual en la estimación de Mínimos Cuadrados Ordinarios (MCO) viene dada por el termino de intersección bo. 2) La popularidad personal, ya que hay lideres que en las mismas condiciones políticas y económicas resultan más populares o impopulares que otros. 3) Una bariable de tendencia, que registra la evdución a largo plazo de la pol~ulrz~ridad del régimen.12
Tanto para la variable dependiente P, con~o para las variables inde- pendientes políticas y económicas, se han consti-uido series temporales, en general anuales, las cuales, para un año determinado t, se supone que cumplen la siguiente ecuación:
11. La Hipótesis 2 sirve para descartar como posil>les combinaciones de variables económicas significantes en la función f a las (UR, G) y (UR). Quedan como posibles combinaciones congruentes con las Hipótesis 1 y 2, las (IR, UR, G), (IR, G) e (IR).
12. Para las variables económicas esto podria no estar justificado, peto 10s estu- d i o ~ publicados indican que 10s efeaos de simultaneidi~d económica en la estimación estadística de modelos politométricos no son irnportantc:~.
Ideologia política y crisis económica en Francia e Itaiia
en donde Pt es el porcentaje net0 de persona!: que, total o parcialmente, aprueban la política del gobie~:no, o del primer ministro, o (para Francia) del presidente de la República l3 Además bo es la tasa de aprobación nor- mal, es decir, se trata de la popularidad que esos cargos tendrían en ausen- cia de otros factores políticos o económicos, y en este sentido mide las fracturas políticas básicas de la sociedad. En la ecuación, Tt es la variable de tendencia histórica. Para Francia toma el valor 1 en 1959, y se incre- menta en una unidad cada aiio. Para Italia toma el valor 1 en 1952, y también aumenta una unidad cada año. It es 10 que en inglés se conoce como una incumbency variable. En el caso francés It refleja la popularidad particular de la persona que ocupa el cargo. Para la popularidad presi- dencial, como s610 hay dos presidentes durante el período estudiado, It = 1 en 10s años en que Pompidou es presidente, e It = O cuando no 10 es. Para 10s primeros ministros franceses, que son cuatro, el término bzIt se descompone así: bzIt = b21 Pompidout t. bu, Chaban-Delmast + bu hkssmert y estas variables personales toman Id valor cero o uno según que la persona en cuestión estuviera ejerciendo el cargo o no en el año t.14 En el caso italiano esta variable de incumben~i~a se construye así: bzIt = b'zlCDt + b'zzCIt, en donde CDt y CIt son vark~bles de valencia que toman valores nulos o positivos en función, respectivamente, del carácter dere- chista o izquierdista de la coalición política que apoya al primer ministro en el voto de investidura. En la misma ecuaczón IRt es la tasa anual de inflación. Se calcula como el cociente (Dt-Dta) / Dt.l, en donde Dt es el deflactor del PNB en el ai50 t. Gt es igual a (Yt-Yt.l) / Yt.l, en donde Yt es el PNB real per capita en el año t. URt es el cociente del deseinpleo registrado a la mano de obra civil en el año t. Y en el caso de Ut, éste es el término de error, que incluye 10s efectos netos de todas las demás
13. En Francia la pregunta del cuestionario: <($:tes-vous satisfait ou micontent du ... comnze president de la République?)> Y , ctBtes.vous satisfait ou micontent de I'action du gouvernemetzt ... ?)> Desde 1966 la última pregunta se formula del mismo modo que la del presidente. La popularidad se obtiene sumando 10s porcentajes que responden ctTrts satisfait), y ctPlutBt satisfait)>. Sondages. Revue Francaise de l'opinion Publique (París: IFOP, varios aiios). En Italia se pregunta: ccQuali delle frasi scritc su qaesto foglio descrive meglio i1 suo giudixio su qucllo che 1'On. ... ha fatto quale presidente del consiglio, e sul goberno ... ?)> La popuiaridad se obtiene sumando 10s porcentajes que responden: ctApprovo cornpletamente la sua opera), y ctln cornplesso . ha agito abastanxa bene.), P. P. Luzzatto-Fegiz, Bolletrtí~o della DOXA (Milán: Tstituto per le Ricerce Statistische e I'Analisi dell'opinione Pubblica, varios años).
14. No hay variable de incumbencia Debré, par:], evitar la colinealidad. Lo mis- mo sucede con la posible variable de incumbencia De Gaulie en las regresiones sobre la popularidad presidencial.
<(Papers,: Revista de Sociologia
variables que, como 10s acontecimientos internacionales, o la propia po- lítica exterior del país, afectan :i la popularidad de los líderes pero no se incluyen explícitamente en el modelo. N es el número de años cubierto por las series temporales. Para Francia N =: l i , y se usan series ininte- rrumpidas desde 1959 a 1973. Para Italia N := 14, y se usa una serie que va desde 1952 a 1972, pero en la cua1 hay siete años para 10s que no se dispone de datos. Junto con bo 10s parimetros del modelo que tienen que ser estimados son bi; i = 1 , 2, ..., 5.
Para llevar a cabo las estimaciones se asume que el término de error ut satisface las condiciones de Gauss-Markoff, ya que entonces 10s paráme- tros bi pueden ser estimados por MC0.15
Datos y resultados
Las encuestas de populariclad política utilizadas son en diversos as- pectos más completas y fiables para Francia qut: para Italia. En este país se dispone como mucho de una encuesta por año, y para siete de 10s años comprendidos entre 1952 y 19'72 no se encontraron datos. Para Francia se dispone por el contrario de varias encuestais por año, y a veces de hasta una encuesta por mes, tanto para el primer ministro como para el Presidente de la República. La Tabla 2 confene las series anuales de popularidad empleadas. En cuanto a 10s datos económicos, éstos se han extraído de las publicaciones regulares de la OC:DE.16
Las regresiones francesas usan como varia1:yle dependiente la popula- ridad a fin de año, 10 que petmite encontrar pautas de modo mis sis- temático. Los resultados se presentan en la Tabla 3. Las regresiones 3-3, 3-6, 3-9 y 3-12 corresponden a un modelo dmplificado, implícitamente definido, que incluye sólo las variables polítjcas. La variable de tendencia histórica T se mantiene en las regresiones presidenciales, ya que su pre- sencia hace 10s efectos de autocorrelación mencls importantes.17
15. La posible presencia de autocorrelación en las series se tiene en menta con- trolando 10s coeficientes de Durwin-Watson, ajustados para siete años sin datos en las regresiones italianas.
16. Main Economic Indicators (París: OCDE, va:rios años). Para el desempleo, Labor Force Statistics (París: OCDE, varios años).
17. Para las regresiones sobre la popularidad del primer ministro la inclusión del término Tt es irrelevante. Ni las regresiones para Francis ni las de Italia presentan claros síntomas de fuerte autocorrelación. El coeficiente de Durwin-Watson está siem- pre en la parte dudosa del test. Las estimaciones por e1 método de Cochrane-Orcutt, que incluyen posibles autocorrelaciones, tienden a confirmar las pautas de MCO.
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------------
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7 74
,06
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,37
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l 35
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41,9
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Ideologia política y crisis económica en Francia e Italia
La presencia simultánea en las regresionts 3-1 a 3-6 de 10s términos de incumbencia I y de tendencia T no permite una apreciación clara de sus efectos independientes, ya que tienden a equilibrarse mutuamente. Para conocerlos se estimaron regresiones con sólo uno de estos dos tér- minos. En las regresiones con el término de incumbencia <(Pompidoun el signo del mismo fue siempre positivo, como cia las regresiones 3-1 a 3-6. ~ s t o confirma que ceteris-paribtls Pompidou :he en ran cia más popular como presidente que De Gaule. En las regresiones que excluyeron el tér- mino de incumbencia, el signo del coeíiciente de T fue también negativo. Esto indica la erosión q u e s e produce a ilargo plazo del alto stockinicial de popularidad disfrutado por la presidencia de la V República.
En las regresiones 3-7 a 3-12 se observa que 10s estimadores de la popularidad personal para 10s tres primeros ministros seleccionados son siempre positivos, es decir, la popularidad de: Pompidou, Chaban-Delmas y Messmer fue mayor que la de Debré, ell primer ministro cuya variable de incumbencia se ha exduido. Esto se explicarfa porque Debré fue pri- mer ministro durante la conflictiva descolonización de Argelia. Durante el periodo estudiado el primer ministro mi:: popular resultó sin duda Chaban-Delmas.ls
La varianza explicada (R2) por las varia1)les políticas es menor para el caso de las regresiones presidenciales que ]:)ara las que usan la popula- ridad de b s primeros ministros. En este últnmo caso el valor de R2 es aproximadamente de 0,30, mientras que en anluél es de 0,18. Esto se ex- plica en importante medida porque el nivel de popularidad está muy ligado a la personalidad que ocupa el cargo y, naturalmente, el término de incumbencia recoge entonces muy bien las variaciones de popularidad. Las regresiones presidenciales indican (véase el término bo) que, ceteris paribus, el presidente es más popular que su primer ministro, pero la mayor popularidad presidencial es más sensible a 10s factores incluidos en ut (política exterior), como indican 10s inferiores valores de varianza explicada.lg
Las regresiones 3-1, 3-4, 3-7 y 3-10 incluyen las variables políticas y económicas y corresponden al modelo general que se trata de verificar. El porcentaje de varianza explicada por ellas o:;cila desde 0,37 a 0,85, pero hay que recordar que 10s altos valores de R2 en el caso de la popularidad de 10s primeros ministros son debidos a las variables de incumbencia. De
18. La popularidad media de 10s primeros ministros franceses es 43 %, mientras que para Chaban-Delmas sube al 54 %.
19. La popularidad presidencial media es 59 95, dieciseis puntos superior a la de 10s primeros ministros.
<(Papers)>: Revista de Sociologia
hecho, si se aplica un test F a la hipótesis de que 10s coeficientes esti- mados de las tres variables económicas son cero, solamente la regresión 4-1 es significativa con un 95 % de coniianza. Incluso en este caso la situa- ción no es muy prometedora, ya que hay bastantes indicaciones de multi- colinearidad entre las variables económicas. El coe:ficiente de correlación entre IRt y URt no es particularmente alto (r = 0,53), pero en regresiones como la 3-1 que incluía~i cada vez s610 una variable económica (además de todas las políticas), únicamente IRt tuvo un coeficiente t significativo al nivel 0,05.a Esta pauta se confirmó al volver a estimar las cuatro re- gresiones 3-1, 3-4, 3-7 y 3-10, dejando s610 una de las 3 variables eco- nómicas. En las regresiones que contienen la variable IRt (es decir, las 3-2, 3-5, 3-8 y 3-11) su estimador es, salvo en un caso, significativo a 0,05 o mejor, y posee siempre el signo negativo predicho por el modelo. En cual- quiera de las otras regresiones de este tipo, es decir, en las que conten- drían URI. o Gt como la única variable económica, ninguno de sus estima- dores tuvo el signo predicho o fue significativo al nivel 0,05. Los signos de las estimaciones fueron en general 10s indicados en la Tabla 4, posi- tivos para URt y negativos para Gt (sic).
El término Gt es el menos problemático de 10s dos que se desvían del modelo teórico. Los valores de la estadística t son para Gt siempre muy pequeños, al igual que las correspondientes estimaciones del coefi- ciente. Puesto que 10s valores medios de las variables económicas son
mt = 4,62 c= 4,84 y ÜR, = 1,63 se puede asegurar que la inflación (la cual es significativa) va a ser en todo caso alrededor de cinco veces más importante que Gt en la determinación de 10s valores estimados para Pt.
El desempleo podria plantear problemas de análisis mis compli- cados. En general este tirmino no es significante al nivel de 0,05 pero sus valores de t son mayores que para Gt. Además, 10s coeficientes esti- mados para URt son (ver Tabla 3 ) mayores que 10s de IRt. Esto es ate- nuado por 10s menores valores de URt frente a IRt. Pero aún asi persiste la ambigüedad para algunas de las regresiones de la Tabla 3 en las que ambos efectos (inflación y desempleo), pudieran influir en la determina- ción de la popularidad políti~a.~' S610 en las regresiones 3-1 y 3-7, que
20. El coeficiente t para UR, cuando se incluye s610 esta variable económica es 0,01, un valor bajísimo. Para G, el valor es de 0,55, también muy bajo, ya que una variable se considera como significativa cuando su valor individual de t es del orden de 1,50 a 2,OO. La estadística t es el coeficiente de la estimación a su desviación típica.
21. La influencia de IR, es siempre superior a la de UR,, ya que 10s valores que se alcanzan para R' son siempre mayores en el caso de la primera. Lo que est6 en duda es el alcance, si alguno, de UR,, pero no su menor importancia relativa a IRt.
1deok)gía política y crisis económica en Francia e Italia
usan la popularidad media anual, podria URt tener significación estadística independiente. Pero esta pauta no se confirma en las regresiones 3-4 y 3-10 que usan la popularidad a fir~ de aiio, por 10 que la significación estadis- tica de URt no puede ser aceptada.
El análisis de 10s resultados para Francia puede detenerse aquí, para pasar a analizar las regresiones italianas con el fin de averiguar si sus pautas son iguales o diferentes que las del caso francés. Las estimaciones de las regresiones italianas se presentan en la 7'abla 4, y al igual que las de la Tabla 3, son s610 una paquefia muestra de un número mayor que incluía todas las posibles combinaciones de variables independientes. Las regresiones impares de la Tabla 4 no contienen el término de tendencia T; las pares sí. La inclusión de 7' mejora sólo de modo marginal 10s efectos de autocorrelación (ver coeficientes de I)ur.win-Watson) pero eleva el porcentaje de varianza explicada drededor del 10 %, y esto puede indicar efectos independiente~.~
En todas las columnas de la Tabla 4 se. observa que las estimacio- nes de 10s coeficientes para anibas variables dt: incumbencia CRt y CIt son consistentemente negativas. Esto indica que en Italia, durante el periodo estudiado, cuanto más se inclina hacia la detecha o hacia la izquierda la coalición gubernamental (hegemonizada siempre por la DC), más dismi- nuye la popularidad de su primer ministro. ][.,as variables de incumbencia resultan para Italia variables de tip0 valenci::~: la popularidad de 10s go- bernantes DC no aumenta si incluyen en, o apoyan a, sus coaliciones partidos de izquierda (PSI) o de derecha (PLIi, monárquicos, MSI), quizás porque las bases de 10s partidos incluidos en la coalición no se identifican con ésta, produciéndose al mismo tiernpo importantes pérdidas de popu- laridad en el otro dla del espectro p o l í t i ~ o . ~ ~
Las variables económicas por su parte, gr a pesar de la escasez y fia- bilidad de los datos italianos, siguen casi exactamente las pautas del caso
22. En las regresiones que incluyen T,, exc1uyc:ndo CDt y CIt, las estimaciones para el coeficiente de Tt ni son significativas ni tienen signo consistente, 10 que indica que el paso del tiempo, por sí solo, no ha influido en la popularidad de 10s líderes gubernamentales italianos. Los partidos e ideologías legitimadas para el gobierno, o excluidas del mismo, han estado congeladas en Italia, y esto 10 refleja muy bien la tasa de popularidad, que en ningún caso supera el 42 %, siendo su media del 34 %.
23. De 10 apuntado en el iexto no se infiere necesariamente que nuevos tipos de coaliciones gubernamentales o parlamentarias, como la actual que va desde la DC al IXI, u otras diferentes que no incluyeran a la DIC, tendrían que seguir a fortiori las pautas de popularidad descubiertas. Únicamente a efectos del presente estudio, se considera que en Italia son partidos de izquierda la Democracia Proletaria, el PSIUP, el PCI y el PSI. De centro serían el PRI, el PS111 !rr la DC. Y de derecha el PLI, el MSI y 10s monárquicos.
ctPepers)>: Revista de Sociologia
Popularidad de 10s &res gubernamentales de la República italiana " (Estimaciones de mínimos cuadrados ordinarios)
Regresión número
bo (partidisme)
T, (tendencia histórica)
CRt (derechismo de coalición)
CI, (izquierdismo de coalición)
IR, (tasa de inñación)
G, (tasa de crecimiento)
UR, (tasa de desempleo)
R2 (varianza explicada) 0,46 O J5 0,43 033 0,24 025 Coeficiente Durwin-Watson 2,20 2,30 1,90 2,11 1,20 1,34
(ajustado para 7 vacíos)
Nota: ( 8 ) Estas regresiones cubren el período 1952-1972. Hay siete años no incluidos en las regresiones por falta de datos.
francés. Ni la combinación de las 3 variables económicas ni ninguna de las combinaciones binarias es significativa al nivel 0,05 en un test de tip0 F. Véase 10s bajos valores de la estadística t para las variables eco- nómicas. La tasa de inflación, que tiene siempre el signo negativo espe- rada, es significativa cuando es la única variable económica incluida en la ecuación. El término de crecimiento del producto tiene también de modo consistente el signo positivo predicho, pero esta variable al igual que el paro, no es (95 %) significativa cuando se la incluye sola en las variables políticas. La variable desempleo posee un signo consistentemente positivo, como en el caso francés, pero sus coeficientes estimados son siempre me- nores que sus desviaciones típicas ( t C l). Por el10 se puede descartar la
Ideologr'a política y crisis económica en Francia e Italia
posible influencia de URt aún con más seguridad que en el caso francés." La varianza explicada por las variables políticas es 0,24, valor bajo si se compara las regresiones para 10s primeros ministros franceses. La presen- cia de IRt deva el valor de R2 a 0,43, y, si se agade el término histórico T, entonces R2 llega a 0,53 un va'lor que es ya irnportante.
Concltlsbnes e interpretaciones
El modelo de la Figura 2 hipotetizaba tres tipos de interacciones entre la ideologia política y las fluctuaciones económicas. Para las dos formaciones sociales estudiadas no se ha encontrado evidencia que sustente la influencia simultánea e independiente de lar, tres variables económicas operacionalizadas. El sentido asumido a priorz para estas interacciones se ha confirmado para la inflación, y se ha rechazado para el desempleo cuando éste se mide por la tasa actual de paro. Para Italia el crecimiento econ6mico tiene el signo positivo predicho, pero para Francia su signo tiende a ser negativo. En ambos casos la importancia cuantitativa y fiabi- lidad de1 término de crecimiento es escasa o nula.
Para poliarquias polarizadas como Francia e Italia el modelo de la Figura 2 no puede aceptarse. Los resultados apuntan hacia un modelo mis simplificado en el cua1 la tasa de inflación es la única variable eco- nómica que a corto plazo influye sobre la popularidad política en sentido negativo. Esta conclusión satisface las HIP~TE:SIS 1 y 2, inicialmente ex- puestas, ya que la función f para las formaciones sociales estudiadas es, de acuerdo con la HIP~TESIS 1, específicamerite diferente de la de otras formaciones sociales de polarización media (KU, RFA) o nula (EE.UU.). Y la tasa de inflación es, conforme a la HIP~TESIS 2, no s610 significativa, sino probablemente la única variable económica significativa.
Los resultados pueden parecer contradictorios desde ciertas perspec- t iva~. La escuela económica liberal-monetarista considera la idación como una variable cuyo impacto socioeconómico es, en primera aproximación, nu10 ya que 10s aumentos de precios y salarjos tienden a eq~i l ib ra rse .~ Por otra parte parece absurdo que existiera una relación independiente y positiva entre popularidad política gubernamental y desempleo. Es po- sible que estas paradojas puetlan resolverse por medio de un análisis en
24. Para Italia no hay diferencias sustanciales en 10s valores medios de las varia- bles econ6micas. 1x=4,02 %. Ü ~ ~ : = = 5 , 0 0 %. c = 4 , 4 0 %. Por eso, para las regresiones italianas se puede comparar diiectanlente 10s valores de 10s coeficientes estimados.
25. Una exposición clásica de esta posición m0nt:tarista aparece en M. Friedman, aThe Role of Monetary Policy,, American Econotnic Review, 58 (1968).
