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La orientación ideológica de los uruguayos, 1995 - 2017

En cada año electoral me pregunto hasta qué punto la elección está decidida por factores de corte estructural-demográfico: qué parte del cambio en el resultado electoral de esta elección en relación a la anterior resulta de la renovación del padrón electoral, por ejemplo, por muerte y emigración de algunos ciudadanos, e ingreso de ciudadanos jóvenes y repatriación de otros. Este año se me ocurrió aplicar la metodología de Oaxaca-Blinder a los datos del Latinobarómetro para analizar esta pregunta para elecciones pasadas y años más recientes.


Para contestar la pregunta, notemos en primer lugar que el Latinobarómetro incluye desde hace años la siguiente pregunta sobre orientación ideológica de los individuos: En política se habla normalmente de “izquierda” y “derecha”. En una escala donde 0 es la “izquierda” y 10 la “derecha, ¿dónde se ubicaría usted? El gráfico a continuación muestra la orientación ideológica promedio para Uruguay entre 1995 y 2017.



Vemos una tendencia fluctuante pero estable por arriba de 5 entre 1995 y 2002, una caída entre 2002 y 2005, fluctuaciones por debajo de 5 hasta 2015 y algo que podría ser un repunte en los últimos dos años. El promedio se ubica por encima de cinco hasta 2002 y por debajo desde entonces, lo que grosso modo coincide con el pasaje de gobiernos de derecha a de izquierda en nuestro país. Ahora bien: ¿qué pasó en las elecciones de 2004? ¿a qué se debe el corrimiento a la izquierda? Por un lado, si pensamos que los votantes de mayor edad son más conservadores y los más jóvenes son más progresistas, una parte del corrimiento se debe al cambio demográfico. Por otro lado, la edad de las personas no determina de una vez y para siempre su posición ideológica, una parte del corrimiento seguramente se debe a votantes de mayor edad que desertaron de los partidos tradicionales. La metodología de Oaxaca-Blinder (Oaxaca, 1973) permite aproximar una cuantificación de ambos componentes.[1]

Para este caso, la metodología consiste en, primero, estimar un modelo de regresión lineal para dos momentos en el tiempo, como 1998 y 2004. La variable de interés es la orientación ideológica, y las variables explicativas son las características de los individuos: edad, género, nivel educativo, categoría de ocupación, estado civil, nivel socioeconómico. De aquí se obtienen coeficientes estimados, que miden “el efecto promedio” de cada característica en la orientación ideológica promedio, para cada año. Estos coeficientes (que llamaremos “retornos”) indican que, en promedio, en 1998 los hombres son más izquierdistas que las mujeres (un 1,6%), los desocupados son más izquierdistas que los asalariados públicos (un 4%), los individuos con primaria incompleta son más derechistas que aquellos con primaria completa (un 5,3%), etc. Las estimaciones para 1998 y 2004 son diferentes, lo que refleja los “cambios de opinión” (cambios en los retornos) de los grupos de individuos (por ejemplo, en 2004 los desocupados son un 3,5% más izquierdistas que los asalariados públicos).

El segundo paso consiste en aplicar los coeficientes estimados en un período a los individuos observados en otro período, para estimar su orientación ideológica contrafactual. En español, aplicar los coeficientes estimados para 1998 a los individuos observados en 2004, y predecir la orientación ideológica de los uruguayos en 2004 como si dentro de cada grupo, cada característica se comportara igual que en 1998. Es decir, si los hombres jóvenes desocupados con primaria completa pensaran lo mismo en 2004 que en 1998, pero su número o proporción en el país sí hubiera cambiado en ese lapso. En otras palabras, este resultado contrafactual contempla los cambios en las características entre ambos años (incremento en los desocupados, en individuos con educación superior completa, etc.) pero aísla, controla, excluye los cambios en la orientación ideológica por característica (cambios en los retornos). La diferencia entre la orientación ideológica que efectivamente vemos en 2004 y la contrafactual, se debe a cambios en los retornos. De la forma inversa, podemos aplicar los coeficientes estimados para 2004 a la muestra observada en 1998, y obtener otra orientación ideológica contrafactual: cual hubiera sido la orientación ideológica en 1998 si ese Uruguay (con los desocupados, universitarios, jóvenes y viejos, etc., de 1998) pensara como piensa el Uruguay de 2004. La diferencia entre lo observado en 2004 y el contrafactual se debe a cambios en las características.

El cuadro a continuación presenta resultados para los cambios en la orientación ideológica de los uruguayos en 2000-2004, 2004-2015, y 2015-2017.[2][3] Para el primer caso (primer columna), observamos que entre 2000 y 2004 hay un corrimiento a la izquierda en la orientación ideológica del Uruguay, bastante fuerte. La primer y tercer fila muestran la orientación ideológica promedio, y la quinta fila reporta la diferencia: una caída de prácticamente medio punto, consistente con el triunfo electoral del Frente Amplio. Los resultados de la descomposición se reportan en las filas siete y nueve: el efecto características recoge los cambios estructurales demográficos de la población, y el efecto retornos captura los cambios en las opiniones al interior de cada grupo. Los resultados muestran que los cambios en las características de los individuos jugaron en contra de este corrimiento, aunque el efecto es muy pequeño y estadísticamente no significativo.[4] Vale decir, todos los cambios demográficos, en nivel educativo, estructura ocupacional, etc., en ausencia de cambios de opinión en el período, hubieran llevado a un corrimiento casi nulo hacia la derecha.

Los resultados muestran también que prácticamente todo el corrimiento hacia la izquierda en el período se debe a cambios en los retornos, es decir, en la forma en que cada característica se relaciona con la orientación ideológica. Respondiendo mi pregunta inicial y al ejemplo dado por la edad de los votantes, no se trató de que los viejos conservadores salieran del padrón y dieran ingreso a los jóvenes progresistas, sino de la “izquierdización” de tramos de edad previamente “de derecha”. Si bien sabíamos que votantes de los partidos tradicionales pasaron a votar a la izquierda en 2004, la descomposición indica que este fenómeno es el principal (y prácticamente exclusivo) detrás del corrimiento a la izquierda. Las ultimas dos filas del cuadro expresan la contribución de cada efecto al cambio total observado: el efecto retornos contribuye con un 106,2%, es decir, explica un corrimiento a la izquierda aun mayor al observado, lo cual es consistente con el rol derechizador del efecto características, que mínimamente compensa el cambio en los retornos.


Los resultados para 2004 a 2015 (segunda columna) muestran un corrimiento subsiguiente hacia la izquierda, ya que la orientación ideológica promedio baja de 4,7 a 4,4. Los resultados de la descomposición muestran que esto se debe en partes aproximadamente iguales tanto al efecto características como al efecto retornos (aunque ninguno de los dos es estadísticamente significativo). Lo interesante a destacar es que en estos diez años los cambios en las características acompañan el corrimiento hacia la izquierda.

Por otra parte, si el comportamiento de características y retornos visto entre 2004 y 2015 se mantuviera hasta hoy, cabría esperar corrimientos subsiguientes del electorado hacia la izquierda. Los últimos datos de acceso libre del Latinobarómetro son de 2017; la descomposición de los cambios entre 2015 y 2017 (tercer columna) muestra una reversión de varias tendencias. En primer lugar, entre 2015 y 2017 se observa un corrimiento hacia la derecha de los individuos: la orientación promedio pasa de 4,4 a 4,8, vale decir, regresa a niveles de 2004. En segundo lugar, los resultados de la descomposición muestran que el principal responsable de este resultado es el cambio en los retornos, vale decir, en las opiniones de cada grupo de individuos. De hecho, la derechización de los individuos es aún mayor que el cambio total en la orientación ideológica (117,5% del cambio total), ya que el cambio en las características sigue jugando hacia la izquierda (aunque en magnitudes muy menores, y no significativas).

De este ejercicio me interesa destacar cuatro resultados. Primero, que en general el cambio en las características de los individuos tiene poco poder explicativo, tanto en términos de significancia estadística como en magnitud. Fenómenos de cambio estructural como la sustitución de unas generaciones por otras, el lento y progresivo incremento del nivel educativo de la población, etc., parecen importar poco en comparación con los cambios de opinión dentro de los grupos. Esto es algo esperable en el estudio de períodos cortos (2015 a 2017) pero destacable para los otros dos casos vistos. Segundo y a pesar de lo anterior, los cambios en las características operan (levemente) hacia la derecha en 2000-2004 pero (levemente) hacia la izquierda en todo 2004 a 2017. Tercero, vemos en los últimos dos años un cambio en la tendencia de la orientación ideológica promedio en el Uruguay, de hecho, vemos un corrimiento que la ubica en niveles de 2004, contrarrestando la evolución de toda la década previa. Cuarto y justamente, los cambios en los retornos (las opiniones dentro de cada grupo) pueden ser fuertes aun en el corto plazo: entre 2015 y 2017 el cambio en las opiniones es de 0.46 puntos en 10, lo cual está muy cerca del cambio visto entre 2000 y 2004. Vale decir, lo que ocurrió entre 2000 y 2004 (¿la recesión en la región? ¿la crisis política en argentina? ¿la crisis de 2002?) motivó un cambio importante en las opiniones de las personas; lo que ocurrió entre 2015 y 2017 (inserte su preferencia aquí) motivó un cambio en dirección opuesta muy similar en magnitud.
Agradezco a Horacio Rueda y Guillermo Alves por sus comentarios y sugerencias. Todos los errores y omisiones son de mi sola responsabilidad.


Referencias:

Oaxaca, R. (1973) “Male-female wage differentials in urban labour markets”. International Economic Review. 14 (3), University of Pennsylvania-The Osaka University Philadelphia, pp. 693-709.


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