La preferencia por la desigualdad
y el ascenso de gobiernos de derecha en América Latina: una aproximación
econométrica a la hipótesis de Dubet
Demian
Panigo
UNLP-UNDAV
Kevin Castillo
UNLP
Nicolás
Monzón
UNLP-UNDAV
The preference for inequality and the rise of the right-wing governments
in Latin America: an econometric approach to the Dubet’s hypothesis
A preferência pela desigualdade e a ascensão dos governos de direita na
América Latina: uma abordagem econométrica à hipótese de Dubet
Fecha de
recepción: 4 de octubre de 2018
Fecha de
aceptación: 13 de febrero de 2019
Resumen
Con la crisis financiera
internacional, se verifica a escala global una intensificación del proceso de
renacimiento de movimientos conservadores con nuevas derivas fascistas (Nye,
2017). En nuestra región, el retorno de expresiones de extrema derecha en países
como Argentina, Brasil, Chile o Perú son muestras de lo que algunos autores
llaman el fin del ciclo progresista (Svampa, 2017). La especificidad del
caso latinoamericano no permite extrapolar acríticamente los análisis teóricos
obtenidos para los países desarrollados (Blee y
Creasap, 2010), sino que exige incorporar otras hipótesis que contemplen
la problemática regional. En este sentido, el objetivo de la presente
investigación consiste en aportar evidencia empírica cuantitativa para la
hipótesis de Dubet (2014) sobre la preferencia por la desigualdad y
contribuir al análisis de las nuevas expresiones conservadoras que se imponen
por vía electoral en una región donde el bienestar se incrementó sostenidamente
en la década anterior con gobiernos progresistas.
Palabras
clave: preferencia por la desigualdad; bienestar; América Latina; nuevas
expresiones conservadoras; GSREG.
Códigos JEL: D63;
I31; N36; C43; C52.
Abstract
With the
international financial crisis, an intensification of the conservative
movements reborn process (with new fascist drifts) is verified on a global
scale (Nye, 2017). In our region, the return of extreme right-wing expressions
in countries such as Argentina, Brazil, Chile or Peru are examples of what some
authors call the end of the progressive cycle (Svampa, 2017). The
specificity of the Latin American case does not allow the theoretical analyzes
obtained for developed countries to be naively extrapolated (Blee and Creasap,
2010), but requires incorporating other hypotheses to address regional
features. In this sense, the objective of our research is to provide
quantitative empirical evidence for the Dubet's hypothesis (2014) about the preference
for inequality and contribute to the understanding of the new conservative
expressions that win elections in a region where well-being has steadily
increased in the last decade with progressive governments.
Keywords: preference for inequality; well-being; Latin
America; new conservative expressions; GSREG.
JEL codes: D63; I31; N36; C43; C52.
Resumo
Com a
crise financeira internacional, verifica-se uma intensificação do processo de
renascimento dos movimentos conservadores (com novas recursos fascistas) em
escala global (Nye, 2017). Em nossa região, o retorno de expressões de extrema
direita em países como Argentina, Brasil, Chile e Peru são exemplos do que
alguns autores chamam o fim do ciclo progressista (Svampa, 2017). A
especificidade do caso latino-americano não permite uma extrapolação acrítica
das análises teóricas obtidas para os países desenvolvidos (Blee e Creasap,
2010), mas requer a incorporação de outras hipóteses que tratam de questões
regionais. Neste sentido, o objetivo desta pesquisa é fornecer evidência
empírica quantitativa para a hipótese de Dubet (2014) sobre a preferência pela
desigualdade e contribuir para a análise de novas expressões conservadoras
vitoriosas nas eleições em uma região onde o bem-estar aumentou constantemente
na década anterior com os governos progressistas.
Palavras-chave:
desigualdade; bem-estar; América Latina; Gini; novas expressões conservadoras; GSREG.
Códigos JEL: D63;
I31; N36; C43; C52.
Introducción
Los triunfos electorales de Pedro
Pablo Kuczynski en el Perú y de Mauricio Macri en la Argentina, que continuaron
luego con Sebastián Piñera en Chile, Juan Orlando Hernández en Honduras, y la
reciente victoria de Jair Bolsonaro en el Brasil, constituyen un marcado
desplazamiento de izquierda a derecha en el péndulo político de América Latina y
configuran un cambio de época que algunos autores llaman el final del ciclo
pogresista[1]
(Svampa, 2017). Estos
resultados electorales consolidan lo que previamente se había esbozado por vías
antidemocráticas en países como Honduras, Paraguay y el propio Brasil (Zeballos
y Pais, 2016).
El auge de movimientos conservadores en Europa, Estados Unidos y en
América Latina es síntoma y consecuencia de la paulatina puesta en cuestión del
orden liberal a escala nacional e internacional (Nye, 2017). El retorno de la
derecha en América Latina se inscribe en un contexto global en el que las
propuestas xenófobas y separatistas se generalizan con éxito electoral en ambos
lados del Atlántico: el triunfo electoral de Donald Trump (Pierson, 2017), los
movimientos xenófobos de Europa del Este (Polonia, Hungría, Eslovaquia y
República Checa) en contra de los procesos migratorios y de refugiados
(Rydgren, 2017), el proceso de salida del Reino Unido de la Unión Europea (brexit)
(Szczerbiak y Taggart, 2017) y la llamada revolución naranja llevada
adelante en Ucrania (Kuzio,
2017), entre otros procesos similares que se extienden a lo largo y a lo ancho
del hemisferio occidental.
Para el caso de América Latina,
este progresivo cambio de época no solo se refleja en los procesos electorales
sino también en las muestras de rechazo masivo a ciertas medidas que tienden a
romper la concentración de riqueza y la desigualdad que presenta la región: el lock
out agropecuario y bloqueo de rutas en 2008 en la Argentina por la resolución
de retenciones móviles (Hora, 2010); las movilizaciones por el impuesto a la
herencia en Ecuador en 2015 (Peralta, 2015); y el conflicto de reforma
estructural de la industria minera de Bolivia en 2016, que culminó con el
asesinato de un viceministro (Schneider,
2017). Todas estas manifestaciones fueron apoyadas por las clases populares y,
en algunos casos, por partidos de izquierda.
Ante esta situación surge un
desafío interesante en términos académicos y políticos, que es entender por qué
los sectores conservadores llegan al poder por vías democráticas y cómo logran
captar a la población con consignas propias de posiciones minoritarias.
Con respecto de esta
problemática, existe una abundante literatura en la sociología y las ciencias
políticas que enfatizan el rol de la comunicación de los movimientos
neofascistas y su estrategia de manipulación de la opinión pública a través de
dos canales complementarios (Becerra, 2014): los medios masivos de comunicación
para movilizar a la población sobre la base de la indignación ante casos de
corrupción, el aliento a la xenofobia o la amplificación del miedo a las
consecuencias de la crisis económica; y las redes sociales para interpelar a la
población con discursos personalizados que no entran en contradicción por la
naturaleza del canal de comunicación utilizado, y que permiten transgredir las
reglas sociales en materia de comunicación y discurso político.
Esta estrategia de análisis es la
predominantemente utilizada en la academia para examinar el renacimiento de la
extrema derecha en los países desarrollados, en donde la crisis económica, los
problemas distributivos, las debilidades de los partidos políticos
tradicionales y las nuevas herramientas de comunicación dieron lugar a la
reinstalación aggiornada de la agenda conservadora (Mudde, 2013).
Sin embargo, el caso de América Latina resulta paradigmático, ya que la
reducción de la desigualdad y el progreso en las condiciones de vida la
población fueron rasgos característicos de los gobiernos progresistas que
confluyeron a comienzos de siglo (Amarante, Galván y Mancero, 2016), y a pesar
de ello el resultado en términos políticos fue similar al señalado para los
países desarrollados. De hecho, siguiendo a Boyer (2016), América Latina fue la
única región del planeta que entre 2002 y 2015 logró revertir su dinámica
previa, exhibiendo elevadas tasas de crecimiento junto con una reducción sin
precedentes en los niveles de desigualdad. Esto es lo que el autor llama la paradoja
de América Latina (Boyer, 2016) y que podemos visualizar en el gráfico 1.
Gráfico
1. La cruz
de la desigualdad y la paradoja de América Latina
Fuente:
elaboración propia en base a datos de CEPAL, CEDLAS, UTIP-UNIDO.
Países
de altos ingresos: Australia, Austria, Bélgica, Bulgaria,
Canadá, República Checa, Dinamarca, Estonia, Finlandia, Francia, Alemania,
Grecia, Hungría, Islandia, Irlanda, Italia, Lituania, Luxemburgo, Holanda,
Nueva Zelanda, Noruega, Polonia, Portugal, Eslovaquia, Eslovenia, España,
Suecia, Suiza, Reino Unido, Estados Unidos.
Países
de América Latina: Argentina, Bolivia, Brasil, Colombia,
Costa Rica, República Dominicana, Ecuador, El Salvador, Guatemala, Honduras,
México, Nicaragua, Panamá, Paraguay, Perú, Uruguay, Venezuela, RB.
Existe amplio consenso en que la
desigualdad tiene efectos negativos sobre las condiciones de vida de la
población. Wilkinson y Pickett (2015) demuestran la relación negativa que
existe entre indicadores objetivos de bienestar (como esperanza de vida,
enfermedades mentales, obesidad, mortalidad infantil, partos adolescentes,
homicidios, encarcelamiento, educación) y el nivel de desigualdad en la
distribución del ingreso.
Sin embargo, la paradoja de
América Latina pareciera indicar que las condiciones materiales de vida no
tendrían el mismo peso que en otras épocas a la hora de determinar las
condiciones subjetivas que motorizan los cambios sociales. Se hace sumamente
necesario incorporar otro enfoque para analizar la reversión del orden
político. Para el caso específico latinoamericano es necesario incorporar una
hipótesis complementaria (a las explicaciones paradigmáticas utilizadas en los
países desarrollados) que permita entender la transición hacia gobiernos conservadores
en “ausencia de condiciones materiales habilitantes”[2].
El objetivo de la presente investigación consiste en aportar la primera
evidencia empírica para América Latina respecto de la hipótesis complementaria
de François Dubet (2014): la mayor aceptación de estrategias de comunicación
que fomenten el apoyo a propuestas de derecha en América Latina y otros países
del mundo se encuentra directamente relacionada a la consolidación estructural
de una creciente preferencia por la desigualdad fundamentada en la erosión de
los principios de fraternidad asociada a la des-salarización de la relación
laboral y la creciente percepción de riesgo de desclasamiento. Es por esto que
emerge un proceso de competencia interna y de pérdida de los lazos de
solidaridad que culmina con la apropiación de consignas destructivas propias de
movimientos políticos conservadores (preocupación por el orden/inseguridad,
competencia desleal de algún “otro” amenazante, ascenso social “injusto”,
etc.). Con la ayuda de nuevas herramientas econométricas y una base de datos
aún inexplorada para este tipo de abordaje, este trabajo busca analizar la
relación entre bienestar subjetivo y la desigualdad de ingresos para el periodo
2009-2017, con información disponible para 14 países de la región.
La estructura del trabajo es la
siguiente: en la sección 2 se presenta el marco teórico, con un repaso de los
aportes provenientes de la sociología, las ciencias políticas y la economía, y
la presentación de un esquema analítico complementario basado en la hipótesis
de Dubet (2014). En la sección siguiente se describen los datos y la
metodología a utilizar en el análisis empírico. A continuación, se presentan y
examinan los resultados de las distintas regresiones econométricas, evaluando
su utilidad para el rechazo o soporte de la hipótesis de trabajo. El documento
finaliza luego con las conclusiones, en las que se vuelven a examinar los
resultados en términos de su potencial utilización para la acción política.
1. Marco teórico
1.1. El enfoque paradigmático
Desde fines de
los años ‘70, con la caída de Bretton Woods, los shocks
petrolero-inflacionarios y la puesta en cuestión del Estado de Bienestar en los
países desarrollados (Mishra, 1984), y más intensamente desde mediados de los años
‘90, con la caída del muro de Berlín y la emergencia del “Consenso de
Washington” como intento de eje rector para la política económica del tercer
mundo (Williamson, 1993), se observa una creciente expansión de los movimientos
y partidos políticos que reivindican posicionamientos de extrema derecha que solo
tenían una relevancia geográfica marginal desde la finalización de la Segunda
Guerra Mundial[3].
En general,
autores como Durham (2007) sostienen que estos movimientos se caracterizan más
por lo que rechazan que por lo que apoyan: son anti-gay, anti-abortistas,
anti-educación sexual, anti-feministas, anti-inmigrantes, anti-minorías
étnicas, anti-política, anti seguridad-social, anti-ambientalistas,
anti-comunistas, anti-regulación estatal, anti-agnósticos o ateos. Entre las
pocas consignas positivas que suelen identificarlos se destaca la tríada
libertad, familia y propiedad (Butler, 2006).
La nueva
expansión de este tipo de ideas en Europa y Estados Unidos tiene diversas
raíces, pero la literatura reciente destaca la combinación de ciertas
condiciones materiales (incremento secular de la desigualdad, crisis financiera
internacional y relativa incapacidad de los partidos políticos tradicionales
para hacer frente a estas problemáticas), con el aggiornamiento de la agenda histórica de la extrema derecha
(retomando el tradicional discurso del miedo, la anti-política y la xenofobia
pero desde enfoques renovados: corrupción política a escala global -Panamá
Papers-, inseguridad urbana, y renovación del “otro amenazante” desde nuevos
clivajes raciales hasta grietas por preferencias sexuales o identidad de
género) y la emergencia de nuevas oportunidades de difusión de ideas radicales
en los medios masivos de comunicación y los diversos canales de “social-media” (enfatizando conceptos
claves como la tabloidización del debate político, la utilidad de la
virtualidad para rediseñar el “discurso del odio” y la potencialidad de la
ingeniería en redes sociales para personalizar el discurso con mensajes
mutuamente excluyentes sin riesgo de visibilizar de las contradicciones[4]).
Más
precisamente, la literatura especializada señala que la emergencia de los
nuevos movimientos de derecha estructura su estrategia general de comunicación
de manera homogénea, más allá de las especificidades locales siempre existentes,
sobre la base de ciertos ejes transversales de identificación. Para el caso
europeo, esos ejes se asociarían a la corrupción política, la crisis económica
y el “flagelo de la inmigración” (Rydgren, 2005).
Entre los estudios que aportan evidencia empírica específica al respecto se
destacan los trabajos de Ivarsflaten (2008) y Knigge (1998). Examinando
protestas sociales en siete países de la región, el primero sostiene que ningún
partido de derecha pudo tener éxito electoral sin recurrir a movilizaciones en
contra de los inmigrantes. Por su parte, el segundo estudio implementa un
modelo econométrico para datos de panel alcanzando resultados similares en lo
referente a la relación entre inmigración y votos de partidos de extrema
derecha, pero agregando además evidencia respecto de la exitosa utilización electoral
del descontento social en contra de la clase política.
En relación con
las especificidades comunicacionales que contribuirían a la emergencia de
movimientos de ultraderecha es dable mencionar en primera instancia las
contribuciones de Mudde (2013) y Mazzoleni (2003, 2008) acerca de la
tabloidización de los programas políticos en los medios masivos de
comunicación. Con evidencia empírica complementaria, estos autores sostienen
que en las últimas décadas ha existido una transformación de los medios de
comunicación masiva, especialmente en lo referente al modo de tratamiento de
los temas políticos. A partir de esta transformación se apreciaría una
progresiva confluencia entre los programas de espectáculos y los de discusión
política, en donde el rating actúa como organizador de una metodología de
discusión en la cual el estilo de presentación emocional, conflictivo y
radicalizado de los representantes de extrema derecha tiene más aceptación y,
por lo tanto, minutos al aire. Por otra parte, autores como Ben-David y
Matamoros-Fernández (2016) alertan sobre la oportunidad de la virtualidad de
las redes sociales para la difusión de discursos radicalizados que la extrema
derecha utiliza para captar nuevos adherentes sin poder ser censurados por las
regulaciones socialmente consensuadas que sí se aplican en los medios masivos
de comunicación.
Gráfico 2. Abordaje
teórico paradigmático para explicar el renacimiento de la xenofobia y el
conservadurismo a escala global
Fuente:
elaboración propia.
La combinación
de todos los factores previamente mencionados conlleva a la creación de un
“caldo de cultivo” propicio para el renacimiento de ideas y partidos
ultraderechistas que se han reproducido de ambos lados del Atlántico por
efectos de aprendizaje y mimetización (cfr. Rydgren, 2005). Este enfoque
paradigmático termina de delinearse con el agregado más reciente de la visión
geopolítica respecto de las intervenciones cruzadas de distintas potencias
mundiales en procesos electorales diversos (por ejemplo, EE.UU- Timoshenko,
Rusia-Trump, EE.UU-Bolsonaro).
1.2. La paradoja latinoamericana y
la hipótesis de Dubet
Aun cuando gran
parte de los elementos analíticos mencionados en el enfoque paradigmático colaboren
a explicar un cambio de época en América Latina, existe un factor disonante
transcendental que ya fuera mencionado en la introducción del presente estudio.
A diferencia de lo que ocurre en Europa y Estados Unidos, los triunfos
electorales de candidatos de derecha y extrema derecha en América Latina no se
verificaron en contextos de “condiciones materiales habilitantes” (Boyer,
2016). Por el contrario, la gran mayoría de los países de la región que votaron
por un cambio de régimen en favor de propuestas conservadoras venían de
experimentar más una década de incremento sostenido en la mayor parte de los
indicadores de bienestar social (ojetivos), destacándose en esta dinámica el
notable descenso de la desigualdad (Panigo, Monzón y Monteagudo, 2017). Esta
“paradoja latinoamericana” se explica en ocasiones como resultado de la intensificación
de los ejes extraeconómicos del enfoque tradicional[5].
Aun cuando esta
hipótesis del “engaño masivo” pueda ser válida para millones de electores
latinoamericanos, Francois Dubet (2014) nos provee un enfoque complementario al
introducir el concepto de “preferencia por la desigualdad” como parte de la
crisis de fraternidad que existe en sociedades post-salariales, entendiendo por
tal concepto a las economías en donde la relación salarial se expresa
mayoritariamente por condiciones de trabajo informal o empleo
terciarizado/precarizado (Godio, 2001). Para el filósofo francés, la
transformación de sistema de producción global sobre la base de los nuevos
acuerdos de libre comercio que son impulsados por las grandes corporaciones
multinacionales a través del enfoque de Cadenas Globales de Valor, ha generado
una profunda mutación en las relaciones del trabajo que se evidencia
principalmente en la heterogeneización de las trayectorias y condiciones
laborales. Ello degrada la conciencia de clase y dificulta la profundización y
consolidación de sentimientos fraternos (amenazados crecientemente por la
“sospecha meritocrática”) que resultan indispensables para el apoyo social a
las políticas redistributivas. En sus propias palabras:
La antigua estructuración de las desigualdades en clases sociales
organizaba un mundo muy desigualitario, pero en él cada grupo podía apoyarse en
su cultura y su conciencia de clase. Cada uno de esos mundos podía percibirse,
no sin ilusión, como relativamente homogéneo y separado de los otros por una
barrera, una gran distancia social y cultural. “Nosotros los obreros” y “nosotros
los burgueses” no vivimos juntos; no somos semejantes y no corremos el riesgo
de toparnos unos con otros… Por eso las desigualdades de clase podía
manifestarse como un orden social injusto, pero también como un orden estable
en el cual se atribuía a cada quien una posición y una identidad. (Dubet, 2014:
26)
Los lazos y sentimientos de solidaridad no
son datos naturales de la historia y la cultura, aunque se tienda a percibirlos
de este modo. Son el producto de largas construcciones económicas y políticas,
pero también de prolongadas construcciones de relatos que terminan por forjar
los imaginarios de la fraternidad necesarios para los progresos de la igualdad
(Dubet, 2014: 55).
[…] Cabe
preguntarse si la profundización de las desigualdades no es producto del
debilitamiento de la solidaridad. Al sentir cada vez menos solidarios aceptamos
las desigualdades que no nos incumben directamente y hasta las deseamos porque
nos protegen de los otros que son percibidos como amenaza y riesgo. (Dubet, 2014:
15)
En términos esquemáticos, presentamos el
siguiente gráfico:
Gráfico
3. Esquema analítico para la hipótesis de
“preferencia por la desigualdad”
Fuente:
elaboración propia.
En consonancia con la hipótesis
de la “preferencia por la desigualdad”, la literatura económica muestra un
consenso que ha ido creciendo en el tiempo sobre la base de que el bienestar de
los individuos no depende exclusivamente de su propia realidad, sino también de
su posición relativa con respecto a otros individuos de la sociedad. Este
debate no es nuevo y es posible remontarnos a los propios inicios de la economía
como disciplina, tal y como lo expresa Adam Smith en su libro “The theory of
moral sentiments”:
Nothing is so mortifying as to be obliged to
expose our distress to the view of the public, and to feel, that though our
situation is open to the eyes of all mankind, no mortal conceives for us the
half of what we suffer. Nay, it is chiefly from this regard to the sentiments
of mankind, that we pursue riches and avoid poverty. (Smith, 1976)
El proceso de formalización de
estas ideas fue popularizado por el economista estadounidense James
Duesenberry, referente para los desarrollos post-keynesianos en teorías del
consumo (cfr. Palley, 2010), quien en su libro “Income-consumption relations
and their implications” confronta con la hipótesis marginalista habitual de
una función de utilidad que depende exclusivamente del ingreso percibido por
los individuos o el consumo personal. La influencia de la situación relativa de
los pares en el bienestar (medido por el consumo, en este caso) es explicada
por el autor en esta famosa cita: “The strength
of any individual’s desire to increase his consumption expenditure is a
function of the ratio of his expenditure to some weighted average of the
expenditures of others with whom he comes into contact.” (Duesenberry, 1948)
El planteo de Duesenberry es, en
definitiva, que el bienestar de los individuos se incrementa ante una variación
positiva de los ingresos propios, pero también hay un componente relativo por
el cual se compara el ingreso percibido con un promedio del ingreso de los demás,
incorporando percepciones subjetivas.
Esta misma idea puede encontrarse
incluso en ciertos autores neoclásicos que exploran la posibilidad de funciones
de utilidad no tradicionales. En esta línea argumental encontramos las
funciones de utilidad de Hopkins (2008):
En donde
·
en primer lugar,
·
en segundo lugar, el signo de
Con respecto al primer
punto, no existe debate en cuanto al impacto negativo (sobre la función de
utilidad propia) que deviene de un aumento en el ingreso de alguien más rico.
Sin embargo, el consenso es menor cuando se piensa en el signo de la segunda
derivada: algunos autores como Friedman y Ostrov (2008) afirman que
Gráfico
4.
Funciones de utilidad alternativas con respecto al ingreso relativo
|
(a) Efecto Compasión |
|
(b)
Efecto Preservación de clase |
Fuente:
elaboración propia.
En el panel (a) del gráfico 4 se
representa una función de utilidad con “preferencia por la igualdad” (con
relación al ingreso de los pobres) y en el panel (b), una función de utilidad
de utilidad que cumple con la hipótesis de Dubet.
Formalizaciones del estilo
podemos encontrar en los trabajos de Boskin y Sheshinski (1978), Abel (1990),
Graham (1994), Harbaugh (1996) y Palley (2010). Si bien el debate acerca de cómo
se determina la distribución del ingreso no es incorporado explícitamente en la
función de utilidad mencionada, entre otras limitaciones del enfoque
utilitarista, tal y como critica Sen (1979), esta formulación logra captar la
idea de general de la hipótesis examinada.
2. Datos y metodología
Existe un extenso desarrollo en
técnicas de medición del Subjetive Well-Being (SWB o bienestar subjetivo)
en base a encuestas y desarrollos econométricos, sobre todo buscando la
relación que tiene el bienestar individual subjetivo con el bienestar de los
pares de la sociedad. Esta literatura data de la década del ‘60 y fue puesta en
práctica en un trabajo de Morawetz, Atia, Bin-Nun, Felous y Gariplerden (1977).
Otro de los trabajos importantes fue el de Richard Easterlin (1974), en el que
se testea la relación entre la felicidad de las personas y su ingreso, en 19
países del mundo, desarrollados y no desarrollados.
La metodología para medir la
relación entre inequidad de ingresos y felicidad es variada en la literatura.
Evans, Hout y Mayer (2004) mencionan al menos tres desafíos (o potenciales
errores) a los que se enfrentan los investigadores en el estudio de la
desigualdad de los ingresos y bienestar subjetivo: el nivel de agregación, las
medidas de desigualdad y el proceso de estimación. El coeficiente de Gini es el
indicador más usado para estudios de desigualdad y SWB, y por tal motivo ha
sido seleccionado como variable de interés para la presente investigación.
Existe un debate relacionado con
la percepción de la desigualdad a partir de variables de índole
macroeconómicas. Es difícil que los individuos tengan presente en su
cotidianidad lo que está sucediendo con ciertas variables macro, como puede ser
el índice de Gini u otros índices. Sobre estas variables -excepto quizás en un
momento particular del tiempo como el momento de votar- es posible que los
individuos no posean la suficiente información para demostrar sus preferencias
(Graham y Felton, 2006). No obstante, muchos trabajos han intentado estimar la
felicidad o bienestar subjetivo de las personas incorporando variables
macroeconómicas como la inflación (Di Tella, MacCulloch y Oswald, 2001), el
crecimiento (Easterlin, 1974) y el desempleo (Eggers, Gaddy y Graham, 2006),
creando el nexo entre lo macro y lo micro. Siguiendo esta línea de
investigación, en el presente trabajo utilizaremos medidas agregadas ya que
entendemos son de público conocimiento para la población (difundidas por prensa
sobre la base de informes de las oficinas de estadística oficiales o centros de
investigación).
Existe otro punto conflictivo con
el uso de datos subjetivos como el SWB. Muchos investigadores descreen de estos
datos y han inclinado sus trabajos a la relación entre la desigualdad y
dimensiones materiales que puedan ser medidas, como es el caso de la mortalidad
o lo salud de los individuos (Marmot, 2004; Deaton, 2003). A pesar de esto, el
bienestar subjetivo se ha convertido en un tema común en la academia.
Desde los primeros trabajos en la década del ‘60, preguntas sobre felicidad
individual son ítems específicos de programas internacionales de encuestas como
el Euro-barometer (desde 1973), el World Value Survey (desde
1980), o el European Welfare Survey, entre otras (Kalmijn y
Veenhoven, 2005). El campo del SBW tiene raíces profundas en la investigación
por encuestas y la técnica utilizada más comúnmente es la escala de felicidad
que reportan los individuos. Estas medidas poseen propiedades psicométricas
adecuadas, exhiben buena consistencia interna, moderada estabilidad y una
apropiada sensibilidad a cambios en las circunstancias de vida (Diener, Suh,
Lucas y Smith, 1999).
Los datos utilizados para testear
la relación entre bienestar subjetivo y desigualdad en los países de América
Latina, teniendo en cuenta estas salvedades metodológicas, son los siguientes:
1) las
variables subjetivas son extraídas de las series de felicidad y
bienestar subjetivo auto-reportado del World Happiness Report (Helliwell,
Layard y Sachs, 2017), encuesta histórica sobre el estado de la
felicidad global realizada por el Gallup World Poll en 155 países del
mundo. Las variables[6]
utilizadas son las siguientes:
1.1)
Nuestra variable dependiente es el SWB medido por el Life Ladder, la cual mide, en valores del 1 al 10[7],
el nivel de felicidad o bienestar subjetivo de las personas encuestadas.
1.2)
Espec_vida (Healthy Life Expectancy Birth),
es decir, la expectativa de vida saludable al nacer, variable basada en
datos de la Organización Mundial de la Salud y del World Development Indicators
(WDI).
1.3)
Libertad (Freedom to make life choices) es
el promedio nacional de respuestas a la siguiente pregunta: “¿está satisfecho o
insatisfecho con la libertad para elegir qué hacer con su vida?”.
1.4) Corrupción (Perceptions
of corruption) es la medida es el
promedio nacional de la respuesta a las siguientes dos preguntas de la
encuesta: “¿es la corrupción generalizada dentro del gobierno o no?” y “¿es la
corrupción algo generalizado de las empresas o no?”. La percepción general es
el promedio de ambas respuestas.
1.5)
Positivos (Positive affect) es
definido como el promedio de tres medidas positivas de afecto o estados de
ánimo en la encuesta que surgen de las siguientes preguntas: “¿experimentó los
siguientes sentimientos (felicidad, risa y diversión) durante mucho tiempo el
día de ayer?”, “¿sonrió mucho ayer?” y “¿se divirtió mucho ayer?”.
1.6)
Negativos (Negative affect),
definida, al igual que la variable anterior, como un promedio de tres medidas
de afectos negativos o estados de ánimo. Las preguntas tienen que ver con haber
(o no) experimentado el día anterior preocupación, tristeza o enojo, factores
que se espera que repercuten negativamente en el índice de bienestar;
1.7) Confianza (Confidence
in national government), el promedio de respuestas a la pregunta “¿tiene
confianza en el gobierno nacional?”;
1.8) Democracia (Democratic quality) y CalidadGob (Delivery quality), las
cuales son medidas de gobernanza basadas en el proyecto Worldwide Governance Indicartors (WGI) de Kaufmann, Kraay y
Mastruzzi (2011). Los datos originales tienen seis dimensiones: Voz y
Responsabilidad, Estabilidad Política y Ausencia de Violencia, Efectividad del
Gobierno, Calidad Regulatoria, Estado de Derecho y Control de la Corrupción.
Los indicadores se encuentran aproximados en una escala con media cero y una
desviación estándar de 1. Se reduce el número de dimensiones a dos utilizando
el promedio simple de las dos primeras medidas como un indicador de
“Democracia”, y el promedio simple de las otras cuatro medidas como un
indicador de la “CalidadGob”.
1.9)
SoporteSocial (Social Support),
representa el promedio de la respuesta a la pregunta “si estas en problemas, ¿tiene
amigos y conocidos con los que pueda contar cuanto se encuentra en problemas o
no?”.
1.10)
Generosidad (Generosity) es el
promedio de la respuesta a la pregunta “¿ha donado dinero para caridad el mes
pasado?”
2) En segundo lugar, las variables macroeconómicas y
sociales fueron tomadas de las estadísticas brindadas por del Centro de
Estudios Distributivos, Laborales y Sociales (CEDLAS), CEPAL Stats y del World Bank. Estas son las siguientes:
2.1) Gini, indica el coeficiente de Gini
calculado en base al ingreso per cápita
familiar de los países. En el caso de algunos datos faltantes como el caso de
México y Chile se completó la serie con la tasa de variación de los datos de
CEPAL y del World Happiness Report.
2.2)
10%_Rico (Income share held by highest
10%), la cual representa la participación en el ingreso del decil más alto
de la distribución del ingreso.
2.3) LogPBIpc (Log GDP per capita), que indica el logaritmo del PBI per cápita
de los países medido a precios internacionales constantes del 2011 (PPA).
2.4) Crecimiento (Growth), la tasa de crecimiento de los
países.
2.5)
Inflación (Inflation), la tasa de
inflación de los países.
2.6) Desempleo (Unemployment), la tasa de desempleo.
2.7) Cae (Apertura), el coeficiente de apertura comercial ((X+M)/PIB).
La base de datos resultante es un
panel de 14 países[8]
(Argentina, Bolivia, Brasil, Chile, Colombia, Costa Rica, Guatemala, República
Dominicana, Ecuador, El Salvador, Panamá, Paraguay, Perú y Uruguay) para el
periodo 2009-2017.
En materia metodológica,
comenzamos nuestro análisis utilizando la prueba de Hausman (1978) para
examinar si las regresiones deben realizarse con estimadores de efectos fijos o
aleatorios. Inicialmente, realizamos el test para el modelo que incluye como
únicos regresores a nuestras variables de interés (Gini y SWB), luego para todo
el set de variables comentadas anteriormente y, finalmente, para cada una de
las distintas combinaciones alternativas de variables explicativas.
Una vez identificado el tipo de
estimador que debe utilizarse para la selección de modelos, utilizamos el
software GSREG de Stata (Gluzmann y Panigo, 2015) para estimar 131,071
regresiones correspondientes a todas las combinaciones posibles de covariables
que componen el panel. Examinando conjuntamente los distintos modelos
estimados, pudimosobtener la mejor combinación de variables explicativas en
base a criterios usuales de información –Akaike (AIC) y su versión ajustada
para muestras pequeñas (AICc)– y desarrollar un análisis de robustez a partir
del promedio ponderado de modelos (Moral-Benito, 2015). Los coeficientes
promedio, las pruebas t y las estadísticas adicionales de los distintos modelos
se obtuvieron utilizando ponderaciones exponenciales del criterio AIC y su
versión ajustada AICc. Más precisamente, cada modelo alternativo tiene un peso
dado por w1 / sum (w1), donde w1 se define como exp (-delta / 2) y delta es
igual a AIC-min(AIC) ó AICc – min(AICc) de acuerdo al criterio.
3. Resultados del análisis empírico
Comenzamos
el análisis empírico examinando los resultados del test de Hausman. Para la
regresión que únicamente incluye a nuestras variables de interés como
regresores el test arroja un p-valor de 0.331. Para el caso que incluye como
co-variables al total de variables explicativas disponibles el p-valor del test
es de 0.260. Ambos resultados dan cuenta de la necesidad de utilizar el
estimador eficiente (y también consistente bajo la hipótesis nula corroborada:
efectos aleatorios).
Finalmente, en la tabla 1 se presenta
una síntesis de los resultados del test de Hausman para la distribución
completa de especificaciones alternativas (nótese que solo se examinan 123.689
modelos de los 131.071 posibles debido a que en los restantes la matriz de
varianzas y covarianzas no estaba semi-definida positiva y, por lo tanto, no
podía estimarse correctamente el test de Hausman).
Tabla 1. Proporción de modelos FE vs RE-MLE
Fuente:
elaboración propia en base a los resultados arrojados por GSREG.
Observamos que, para los dos
valores críticos tradicionales (5% y 10%), 4 de cada 5 modelos sugieren la
necesidad de utilizar el estimador de efectos aleatorios.
Como ya fuera mencionado en la
sección metodológica, una vez identificado el estimador apropiado procedemos a
la estimación y selección del mejor modelo explicativo para el bienestar
subjetivo.
En la tabla 2 se muestran los
resultados de las estimaciones de efectos aleatorios por máxima verosimilitud (RE-MLE)
obtenidos para el mejor modelo explicativo según el criterio AIC y su versión
ajustada AICc; las estimaciones promedio para el total de modelos alternativos;
y las estimaciones promedio de los 100 mejores modelos sobre la base de los
mismos criterios informativos.
Tabla 2. Resultados para el mejor modelo explicativo y
para el Model Averaging
En primer lugar, analizamos el
mejor modelo explicativo. Las covariables que sobrevivieron al proceso de
selección son Gini, Desempleo, LogPBIpc, Crecimiento, Confianza, Negativos y Generosidad.
Nuestra variable de interés, el Gini, viene
acompaña por un coeficiente significativo y positivo. Este resultado nos indica
que el aumento de la desigualdad se relaciona positivamente con el bienestar
subjetivo de las personas, es decir, que la reducción de la desigualdad pareciera
estar asociada a una caída en el bienestar general autorreportado de la
población que respondió las encuestas (resultado que corrobora la hipótesis de
Dubet (2014) utilizada como referencia para el marco teórico de la presente
investigación). La evidencia empírica obtenida también está en sintonía con los
trabajos de Clark (2003), Helliwell y Huang (2008), Rözer y Kraaykamp (2013) y
Schyns (2002).
El modelo, además, contiene la
variable LogPBIpc, acompañada por un
coeficiente positivo y significativo, por lo que se confirma el cumplimiento de
la teoría del bienestar tradicional: cuando aumenta el ingreso de las personas
también aumenta SWB. Este resultado va en línea con los hallazgos de
Wilkinson y Pickett (2009, 2015) sobre los indicadores objetivos de bienestar.
En relación con esto, vemos que la variable Crecimiento
es significativa y negativa. Esto es así debido a la composición de esta
variable: la tasa de crecimiento es PBI1/ PBI0 – 1, y
dado que controlamos por PBI per cápita de cada año, la variable crecimiento se
transforma en un proxy de 1/ PBI0 (la inversa del PBI del período
anterior). En este contexto, el coeficiente negativo obtenido indica que el PBI
no solo tiene un efecto positivo contemporáneo, sino que también incrementa al
bienestar subjetivo con un período de rezago (o lo que es lo mismo, la inversa del
rezago del PBI reduce el bienestar subjetivo en el periodo subsiguiente).
Las demás variables del mejor
modelo explicativo muestran coeficientes esperables: el Desempleo está acompañado por un coeficiente negativo por lo que
reduce el bienestar subjetivo; lo mismo ocurre con la variable Negativos. Finalmente, las variables
Confianza en el gobierno y Generosidad tienen un efecto positivo,
tal y como se señala en la literatura examinada.
Luego, para corroborar la
robustez de los resultados obtenidos en el mejor modelo mostramos el promedio
ponderado de modelos, tanto para el total de alternativas como para las 100
mejores especificaciones con respecto a los criterios informativos ya
mencionados. Nuestra variable de interés mantiene el mismo signo y similar
valor que en el mejor modelo, además de tener significatividad estadística para
ambos criterios informativos. Lo mismo ocurre con el LogPBIpc, Crecimiento, Negativos, y Generosidad. La variable Confianza pierde significatividad
estadística para el promedio total de modelos; sin embargo, es relevante cuando
consideramos los mejores 100. A pesar de ello, los resultados más
sobresalientes se mantienen para todas las estimaciones posibles.
Las restantes variables
macroeconómicas incorporadas, como Inflación
y Apertura, no son seleccionadas por
el mejor modelo explicativo y tampoco poseen significatividad en el Model Averaging. La variable
distributiva 10%_Rico, que tiene por
objetivo captar las preferencias de los individuos sobre la parte superior de
la distribución, tampoco es incorporada en el mejor modelo y carece de
significatividad en los procedimientos subsiguientes.
Para finalizar los análisis de
robustez de nuestra hipótesis añadimos dos dimensiones adicionales. La primera
de ellas tiene que ver con la relevancia de la variable de interés (Gini) en la estimación. En el gráfico 5,
podemos observar la función de distribución (Kernel) del criterio de
información AICc obtenidos en los 131.071 modelos examinados con y sin la
variable Gini como regresor. La subdistribución
que no incluye la variable de interés está desplazada hacia la derecha
indicando que sin la presencia de la variable existe gran cantidad de modelos
con valores relativamente malos del criterio AICc en relación con la
distribución que sí incluye la variable de interés.
Gráfico 5.
Densidad de Kernel del
criterio informativo AICc
La
segunda dimensión tiene que ver con la distribución, entre los distintos
modelos estimados, del coeficiente obtenido para la variable de interés. En el
gráfico 6 observamos que, cuando el coeficiente estimado es significativo (abs(t-valor)
≥ 1.68), la distribución de coeficientes para Gini es uni-modal, con mediana igual a 3.01, baja
varianza (0.558), de forma leptocúrtica y con la totalidad de los casos a la
derecha del 0. En otras palabras, las estimaciones significativas del
coeficiente de interés se encuentran robustamente definidas en un reducido
rango de variación en torno a los valores presentados en la tabla 2, confirmando
la consistencia de nuestras estimaciones iniciales.
Gráfico 6.
Densidad de Kernel del
coeficiente estimado de la variable Gini
Conclusiones
Con la finalización de la Segunda
Guerra Mundial, los movimientos de extrema derecha quedaron marginados teniendo
solamente injerencia política por medios antidemocráticos (Campos y Saz, 2004). Sin embargo, con la
erosión del Estado de Bienestar luego de los 30 años gloriosos, y más
intensamente desde la desaparición de la Guerra Fría (Mishra, 1984), se ha observado
una resurgencia de movimientos y partidos con ideales fascistas con diferentes
matices, pero con aspectos comunes alarmantes (Blee y Creasap, 2010).
Su acceso al poder a través del
voto de las mayorías populares en la región es un hecho disruptivo de la
dinámica política precedente. Los casos recientes de la Argentina, el Brasil,
el Perú, Chile y Honduras (Svampa, 2017) demuestran la intensidad de este
fenómeno y han sido fuente de inspiración para la presente investigación cuyo
objetivo radica en evaluar empíricamente la validez regional contemporánea de
la hipótesis de Dubet (2014) respecto de la preferencia por la desigualdad como
explicación complementaria al enfoque tradicional del “engaño generalizado”.
Utilizando una base de datos
única que combina información de las de las series de bienestar subjetivo autorreportado
del World Happiness Report realizada por el Gallup World Poll en 155
países del mundo y organismos e institutos de investigación (Banco Mundial
CEDLAS y CEPAL Stats), y aplicando nuevas herramientas econométricas para
selección automatizada de modelos con datos de panel (Gluzmann y Panigo, 2015)
y el procedimiento de Model Averaging (ver
Moral-Benito, 2015), encontramos que para el periodo 2009-2017 las reducciones (aumentos)
de la desigualdad parecieran haber estado asociadas con incrementos (caídas)
del bienestar subjetivo autorreportado en América Latina.
A modo de conclusión, esta
evidencia preliminar en favor de la hipótesis de la preferencia por la
desigualdad de Dubet puede ser un factor explicativo de las derrotas
electorales que sufrieron los partidos políticos progresistas alrededor del
continente en los últimos años, y colaborar así con el desafío de transcender a
la hipótesis del “engaño masivo” para explicar por qué, a pesar de haber
experimentado el período de mayor incremento del bienestar objetivo desde que
hay estadísticas disponibles al respecto, el que transcurre entre 2002 y 2015 (Panigo,
Monteagudo y Monzón, 2017), la población latinoamericana se inclinó recientemente
por propuestas de índole conservadora en detrimento de la continuidad de
procesos progresistas.
Referencias
bibliográficas
Abel, A. B. (1990). Asset prices under habit formation and catching up with the Joneses The
American Economic Review, 80(2),
38-42. Recuperado
de: http://pages.stern.nyu.edu/~dbackus/BCZ/Abel%20Joneses%20AER%2090.pdf Acceso:
mayo 2019
Amarante, V., Galván, M. y Mancero, X. (2016). Desigualdad en América Latina: una medición global. Santiago de
Chile: CEPAL.
Becerra, M. (2014). Medios de comunicación: América Latina a contramano.
Nueva Sociedad, (249), 61-74. Recuperado de: http://hdl.handle.net/11336/34562
Ben-David, A., y
Matamoros-Fernandez, A. (2016). Hate speech and covert discrimination on social
media: Monitoring the Facebook pages of extreme-right political parties in
Spain. International Journal of
Communication, 10, 1167-1193.
Blee, K. M., y Creasap, K.
A. (2010). Conservative and right-wing movements. Annual review of sociology, 36,
269-286.
Boskin, M. J., y
Sheshinski, E. (1978). Optimal redistributive taxation when individual welfare
depends upon relative income. The
Quarterly Journal of Economics, 92(4),
589-601. https://doi.org/10.2307/1883177
Boyer, R. (2016). A World
of Contrasted but Interdependent Inequality Regimes: The Latin America Paradox.
Review of Political Economy, 28(1), 1-22.
Butler, J. S. (2006). Born again: the Christian right globalized.
London:
Pluto Press.
Campos, I. S. y Saz, I. (2004). Fascismo
y franquismo. Valencia: Universitat de
València.
Clark, A. (2003).
Inequality-aversion and income mobility: A direct test. Delta Working Papers.
Recuperado de: http://citeseerx.ist.psu.edu/viewdoc/download?doi=10.1.1.202.9008&rep=rep1&type=pdf
Deaton, A. (2003). Health,
inequality, and economic development. Journal
of economic literature, 41(1),
113-158.
Di Tella, R., MacCulloch,
R. J. y Oswald, A. J. (2001). Preferences over inflation and unemployment: Evidence
from surveys of happiness. American
economic review, 91(1), 335-341.
Diener, E., Suh, E. M.,
Lucas, R. E., y Smith, H. L. (1999). Subjective well-being: Three decades of
progress. Psychological bulletin, 125(2), 276-302.
Dubet, F. (2014). La préférence pour l'inégalité. Comprendre
la crise des solidarités. Paris: Seuil.
Duesenberry, J. S. (1948).
Income-consumption relations and their implications. En Metzler, L. et al. (ed.) Income, Employment and Public Policy. New York: WW Norton &
Company, Inc.
Durham, M. (2007). White
rage: The extreme right and American politics. Routledge.
Easterlin, R. A. (1974).
Does economic growth improve the human lot? Some empirical evidence. En David,
P. y Reder, M. (ed.) Nations and
Households in Economic Growth: Essays in Honor of Moses Abramovitz (pp.
89.125). New York: Academic Press.
Eggers, A., Gaddy, C., y
Graham, C. (2006). Well-being and unemployment in Russia in the 1990s: Can
society's suffering be individuals’ solace? The
Journal of Socio-Economics, 35(2),
209-242.
Evans, W. N., Hout, M., y
Mayer, S. E. (2004). Assessing the effect of economic inequality. En Social inequality (pp. 933-968), Russell
Sage Foundation.
Friedman, D., y Ostrov, D.
N. (2008). Conspicuous consumption dynamics. Games and Economic Behavior, 64(1),
121-145.
Gluzmann, P., y Panigo, D. (2015). Global search regression: A new automatic model-selection technique for
cross-section, time-series, and panel-data regressions. Stata Journal, 15(2), 325-349.
Godio, J. (2001). Sociología del trabajo
y política. Buenos Aires: Atuel.
Graham, C. L. (1994). Safety
nets, politics, and the poor: Transitions to market economies. Brookings
Institution Press.
Graham, C., y Felton, A.
(2006). Inequality and happiness: insights from Latin America. The Journal of Economic Inequality, 4(1), 107-122.
Harbaugh, R. (1996).
Falling behind the Joneses: relative consumption and the growth-savings
paradox. Economics Letters, 53(3), 297-304.
Hausman, J. A. (1978).
Specification test in econometrics. Econometrica,
46, 1251-1271.
Helliwell, J. F., y Huang,
H. (2008). How's your government? International evidence linking good
government and well-being. British
Journal of Political Science, 38(4),
595-619.
Helliwell, J., Layard, R.,
y Sachs, J. (2017). World Happiness
Report 2017. New York: Sustainable Development Solutions Network.
Hopkins, E. (2008).
Inequality, happiness and relative concerns: What actually is their
relationship? The
Journal of Economic Inequality, 6(4), 351-372.
Hora, R. (2010). La crisis del campo del otoño de 2008. Desarrollo
económico, 50(197), 81-111.
Ivarsflaten, E. (2008).
What unites right-wing populists in Western Europe? Re-examining grievance
mobilization models in seven successful cases. Comparative Political Studies, 41(1),
3-23.
Kalmijn, W., y Veenhoven, R. (2005). Measuring inequality of happiness in nations: In search for proper
statistics. Journal of Happiness Studies,
6(4), 357-396.
Kaufmann, D., Kraay, A., y
Mastruzzi, M. (2011). The worldwide governance indicators: methodology and
analytical issues. Hague Journal on the
Rule of Law, 3(2), 220-246.
Knigge, P. (1998). The
ecological correlates of right-wing extremism in Western Europe. European Journal of Political Research, 34(2), 249-279.
Kuzio, T. (2017).
Non-violent Orange Revolution and violent Euromaidan: Theoretical and
comparative perspectives with other democratic revolutions. En Gregory Simons, G., Kapitonenko, M.,
Lavrenyuk, V. y Vlaeminck, E. (ed.) The
Politics and Complexities of Crisis Management in Ukraine. A historical
perspective (pp. 68-100). London: Routledge.
Machado, C., Kira, B., Hirsch, G.,
Marchal, N. y Kollanyi, B. et al.
(2018). News and Political Information Consumption in Brazil: Mapping the First
Round of the 2018 Brazilian Presidential Election on Twitter. Oxford: Project
on Computational Propaganda.
Marmot, M. (2004). Status
syndrome. Significance, 1(4), 150-154.
Mazzoleni, G. (2003). The
media and the growth of neo-populism in contemporary democracies. En Mazzoleni,
G., Stewart, J. y Horsfield, B. (eds.) The
media and neo-populism: A contemporary comparative analysis (pp. 1–20).
Westport, CT: Praeger.
Mazzoleni, G. (2008).
Populism and the Media. In Twenty-first
century populism (pp. 49-64). London: Palgrave Macmillan.
Mazzoleni, G. (2014). La
comunicación política. Madrid: Alianza Editorial.
Mishra, R. (1984). The welfare state in crisis: social thought
and social change. Brighton: Wheatsheaf Books.
Moral-Benito, E. (2015).
Model averaging in economics: An overview. Journal
of Economic Surveys, 29(1),
46-75.
Morawetz, D., Atia, E.,
Bin-Nun, G., Felous, L., Gariplerden, Y. et
al. (1977). Income distribution and self-rated happiness: some empirical
evidence. The Economic Journal, 87(347), 511-522.
Moscoso, M. C. (2017). Lenín Moreno: ¿un punto de inflexión para Alianza
País? Nueva Sociedad, (269).
Recuperado de: http://nuso.org/media/articles/downloads/COY1_Celi_269.pdf
Mudde, C. (2013). Three
decades of populist radical right parties in Western Europe: So what? European Journal of Political Research, 52(1), 1-19.
Nye, J. S. (2017). Will the
liberal order survive: The history of an idea. Foreign Affairs, 96(1),
10-16.
Palley, T. I. (2010). The
relative permanent income theory of consumption: a synthetic
Keynes–Duesenberry–Friedman model. Review
of Political Economy, 22(1),
41-56.
Panigo, D., Monzón, N. y
Monteagudo P. (2017). Innovación o transformaciones institucionales. La
controversia del desarrollo en América Latina. Manuscrito no publicado,
Jornadas del BCB.
Peralta, P. O. (2015). ¿Por qué protestan en Ecuador?: Rafael Correa y
el fracasado aumento del impuesto a las herencias. Nueva sociedad, (258), 1-8. Recuperado de: http://nuso.org/articulo/por-que-protestan-en-ecuador/
Pierson, P. (2017).
American hybrid: Donald Trump and the strange merger of populism and
plutocracy. The British journal of
sociology, 68, S105-S119. https://doi.org/10.1111/1468-4446.12323
Plutt, S. T. (2017). Estrategias argumentativas, conducción política y
manejo de la opinión pública: estudio de tres discursos presidenciales de
Mauricio Macri. Desvalimiento Psicosocial,
4(2). http://dspace.uces.edu.ar:8180/xmlui/handle/123456789/4076
Rözer, J., y Kraaykamp, G. (2013). Income inequality and subjective well-being: A cross-national study on
the conditional effects of individual and national characteristics. Social indicators research, 113(3), 1009-1023.
Rydgren, J. (2005). Is
extreme right‐wing populism contagious? Explaining the emergence of a new party
family. European journal of political
research, 44(3), 413-437.
Rydgren, J. (2017). Radical
right-wing parties in Europe. Journal of
Language and Politics, 16(4),
485-496.
Schneider, A. (2017). Economía, política y conflictividad minera durante
las presidencias de Evo Morales en Bolivia (2006-2016). Revista
Perfiles Económicos, (1).
Schyns, P. (2002). Wealth
of nations, individual income and life satisfaction in 42 countries: A
multilevel approach. Social Indicators Research, 60(1-3), 5-40. http://dx.doi.org/10.1023/A:1021244511064
Sen, A. (1979).
Utilitarianism and welfarism. The Journal
of Philosophy, 76(9), 463-489.
Smith, A. (1976). The Theory of Moral Sentiments: The Glasgow Edition of the Works and
Correspondence of Adam Smith. En Raphael, D. D. y Macfie, A. L.
(eds.) New York: Oxford University Press. Trabajo original publicado en
1759.
Svampa, M. (2017). Cuatro claves para leer América Latina. Nueva Sociedad, (268), 50. Recuperado
de: http://nuso.org/media/articles/downloads/2.TC_Svampa_268.pdf
Szczerbiak, A. y Taggart, P. (2017). How has Brexit, and other EU crises, affected party Euroscepticism
across Europe? LSE Brexit. Recuperado de: https://blogs.lse.ac.uk/brexit/2017/10/12/how-has-brexit-and-other-eu-crises-affected-party-euroscepticism-across-europe/
Wilkinson, R. G. y Pickett,
K. E. (2009). Income inequality and social dysfunction. Annual Review of Sociology, 35(1),
493-511.
Wilkinson, R. G. y Pickett,
K. E., (2015). Income inequality and health: a causal review. Social science & medicine, 128, 316-326. https://doi.org/10.1016/j.socscimed.2014.12.031
Williamson, J. (1993).
Democracy and the “Washington consensus”. World
development, 21(8),
1329-1336.
Zeballos, S. y Pais, A. S. (2016). La evolución de las democracias
sudamericanas en el siglo XXI: los casos de Paraguay y Brasil. VIII Congreso de
Relaciones Internacionales, Instituto de Relaciones Internacionales-Universidad
de La Planta, La Plata.
[1] Otro caso paradigmático es el
viraje hacia la derecha de Lenin Moreno, continuidad presidencial de Rafael
Correa, que no representa un cambio de coalición sino que endurece el discurso
liberal dentro del mismo partido (Moscoso, 2017).
[2] Es importante remarcar aquí que
el término “ausencia de condiciones materiales habilitantes” debe entenderse en
términos dinámicos, es decir, en ausencia de deterioro de las condiciones de
vida. Esta salvedad es importante porque en América Latina, la región más
desigualdad del planeta, siempre han existido, incluso con los gobiernos
progresistas, condiciones materiales habilitantes de carácter estructural para
que los pueblos busquen recurrentes cambios de gobiernos, en tanto y en cuanto
estos no logran eliminar definitivamente la pobreza de nuestra región.
[3] Siendo el caso más paradigmático
la dictadura franquista en España (Campos y Saz, 2004).
[4] Cfr. gráfico 2.
[5]
Por ejemplo, la capacidad de los medios masivos de comunicación y las
estrategias complementarias de marketing político a través de redes sociales de
imponer la agenda de la corrupción política y la xenofobia en conjunto con una
innovadora articulación con la “política de la esperanza” que, cual relato
bíblico, intenta convencer a la población que los sufrimientos presentes son
indispensables para un bienestar futuro superior (Machado, Kira,
Hirsch, Marchal, Kollanyi, 2018; Plutt, 2017).
[6] Los valores utilizados de estas
variables representan el promedio simple de las respuestas para la población en
cada año correspondiente. Entre paréntesis se encuentran los nombres originales
del cuestionario.
[7] La pregunta
realizada es la siguiente: “Por favor, imagina una escalera, con pasos
numerados desde 0 en la parte inferior a 10 en la parte superior. La parte
superior de la escalera representa el máximo nivel de felicidad posible para
usted y la parte inferior de la escalera representa el peor posible. ¿En qué escalón
de la escalera dirías que te sientes en este momento?” (Helliwell, J. et al., 2017).
[8] Fueron seleccionados los países
con datos hasta el 2017 inclusive para que las conclusiones sean lo más
contemporáneas posibles.