CLASE E IDEOLOGÍA EN ESPAÑA: PATRONES DE DIFERENCIACIÓN Y DE CAMBIO
Class and ideology in Spain: Patterns of differentiation and patterns of change
RESUMEN
El objetivo del artículo es estudiar los cambios experimentados por las pautas clasistas de diferenciación ideológica en España. Para ello, se avanza en tres pasos. En primer lugar, utilizando datos de diez estudios poselectorales y más de 200 barómetros del Centro de Investigaciones Sociológicas, se reconstruye la trayectoria seguida por las ubicaciones ideológicas de las distintas clases ocupacionales a lo largo de las tres últimas décadas, mostrando que han sufrido cambios modestos pero que suponen una alteración cualitativa del patrón de diferenciación ideológica existente. En segundo lugar, se comprueba que esos cambios no son explicables por una modificación de la composición sociodemográfica, educativa y sectorial de las clases. Finalmente, se intenta determinar si los cambios observados se deben a un proceso de reemplazamiento generacional, encontrando que solo es así parcialmente. Cerramos el artículo esbozando tres posibles explicaciones, que deberían ser sometidas a prueba en trabajos futuros.
Palabras clave: Clase social; cambio político; clase y política; ideología; preferencias políticas; izquierda-derecha; autoubicación; alineamientos; clivajes.
ABSTRACT
The aim of this article is to study changes in class patterns of ideological differentiation in Spain. We do this in three steps, using for that purpose ten general election surveys and more than 200 opinion polls taken from the Centro de Investigaciones Sociológicas database. Firstly, we depict the evolution of the ideological self-placement of members of different occupational classes during the last three decades; we identify changes that, in spite of their modest magnitude, imply a qualitative alteration of the formerly prevailing pattern of ideological differentiation. Secondly, we show that these changes are not simply a by-product of the makeover of the socio-demographic, educational and sector composition of classes. Finally, we try to find out whether the observed changes are due to a process of generational replacement, finding this to be so only in part. We close the article outlining three possible explanations that should be tested in future research.
Keywords: Social class; political change; class and politics; ideology; political preferences; left-right; self-placement; alignments; cleavages.
SUMARIO
- Resumen
- Abstract
- I. PREGUNTAS, OBJETIVOS Y ANTECEDENTES
- II. DATOS Y PROCEDIMIENTOS
- III. RESULTADOS
- 1. La evolución de la posición ideológica de las clases
- 2. La diversidad interna de la clase profesional-directiva y sus consecuencias
- 3. La robustez de los cambios
- 4. Un modelo de tendencia lineal
- IV. CONCLUSIONES
- Notas
- Bibliografía
I. PREGUNTAS, OBJETIVOS Y ANTECEDENTES[Subir]
En este artículo se estudian los cambios experimentados por las bases sociales de los alineamientos ideológicos en España durante las tres últimas décadas, centrándose específicamente en las diferencias ideológicas entre clases.
Trataremos de responder a cuatro preguntas: 1) ¿se han producido cambios en la ideología de las clases que hayan conducido a una modificación de sus posiciones relativas en el largo plazo?; 2) en caso afirmativo, ¿en qué han consistido?; 3) ¿son explicables esos cambios por efectos de composición, es decir, se deben a una modificación de la composición interna de las clases en términos de otras variables sociales que influyen sobre la ideología?, y 4) ¿resultan los cambios observados de un proceso de reemplazamiento generacional, es decir, se deben a la sustitución de las generaciones más antiguas por generaciones nuevas que tienen una orientación ideológica algo diferente, o se trata de cambios que afectan a todas las generaciones?
El estudio de la evolución de las ubicaciones ideológicas de las clases es relevante por dos razones principales. Por un lado, porque supone indagar una faceta importante de la relación entre clase y política, que ha sido un tanto desatendida en la investigación reciente en esta área, centrada prioritariamente en el estudio de las decisiones de voto y de la participación política. Por otro lado, de manera más específica, porque podría arrojar luz sobre un factor facilitador del surgimiento de nuevas fuerzas políticas en España en los últimos años. Consideraremos brevemente ambos aspectos.
En cuanto al primero, es sabido que la relación entre clase y política es un tema
clásico de investigación en sociología política y ciencia política, que ha dado lugar
a grandes controversias, centradas, al menos en las últimas décadas, en dilucidar
si se ha producido o no una progresiva pérdida de relevancia política de las clases,
acaso ligada a un más general proceso de debilitamiento de la importancia de las divisiones
de clase en las sociedades avanzadas ( Pakulski, J. y Waters, M. (1996). The Death of Class. London: Sage.Pakulski y Waters, 1996; Kingston, P. (2000). The Classless Society. Stanford: Stanford University Press.Kinsgston, 2000; Beck, U. (2007). Beyond Class and Nation: Reframing Social Inequalities in a Globalizing
World. British Journal of Sociology, 58 (4), 679-705. Disponible en:
Llama particularmente la atención que pocos trabajos se hayan ocupado de evaluar en
qué medida la estructura de clases contribuye actualmente a configurar las ubicaciones
de los ciudadanos en el eje izquierda-derecha, a pesar de que clásicamente se ha considerado
que este constituye un instrumento adecuado para expresar sintéticamente las preferencias
sobre diversos temas, reduciéndolas a una sola dimensión ( Inglehart, R. y Klingemann, H. (1976). Party Identification, Ideological Preference
and the Left-Right Dimension among Western Mass Publics. En I. Budge et al. (eds.),
Party Identification and Beyond. Representations of Voting and Party Competition. London: Wiley.Inglehart y Klingemann, 1976; Fuchs, D. y Klingemann, H. (1990). The Left-Right Scheme. Theoretical Framework. En
M. Jennings, J. W. van Deth et al. (eds.). Continuities in Political Action. A Longitudinal Study of Political Orientations in
Three Western Democracies. New York: Walter de Gruyter.Fuchs y Klingemann, 1990; Freire, A. (2006). Esquerda e direita na politica europeia. Portugal, Espanha e Grécia em perspectiva
comparada. Lisboa: Imprensa de Ciências Sociais.Freire, 2006; Corbetta, P., Cavazza, N. y Roccato, M. (2009). Between Ideology and Social Representation:
Four Theses Plus (a New) One on the Relevance and the Meaning of the Political Left
and Right. European Journal of Political Research, 48 (5), 622-641. Disponible en:
Además, el análisis de las ubicaciones ideológicas es un paso crucial para entender
los procesos de cambio de las propias pautas de voto de clase ( Pisati, M. (2010). Voto di classe. Posizione sociale e preferenze politiche in Italia. Bologna: Il Mulino.Pisati, 2010). La literatura más reciente sobre las variaciones en el voto de clase se ha esforzado
en deslindar dos tipos de situaciones. Por un lado, los casos en los que se ha producido
una erosión de las diferencias de orientación política entre las clases; por otro,
aquellos en que esas diferencias se han mantenido inalteradas pero los partidos han
tendido a la convergencia ideológica y, por tanto, a la indiferenciación de su oferta,
provocando así un desajuste entre oferta y demanda que habría llevado a una atenuación
del voto de clase ( Elff, M. (2009). Social divisions, party positions, and electoral behaviour. Electoral Studies, 28 (2), 297-308. Disponible en:
En segundo lugar, y más específicamente, el estudio de los cambios en la ideología de las clases es relevante porque podría aclarar en qué medida la irrupción de nuevas fuerzas políticas en España durante los últimos años fue precedida o acompañada por un proceso de reordenamiento de las preferencias políticas de determinados grupos sociales, que los habría hecho más susceptibles de ser movilizados por las fuerzas emergentes. Estas surgieron con una explícita apelación a la transversalidad, pero los electores les atribuyen un perfil ideológico muy distintivo, sobre todo a Podemos, y su apoyo electoral tiene un perfil de clase bastante marcado, con una significativa sobrerrepresentación de los profesionales y de los empleados no manuales de rutina, clases, por cierto, cuya presencia en las movilizaciones del 15-M, a menudo consideradas momento clave del reciente cambio político español, fue también bastante mayor de lo que correspondería a su peso demográfico[2]. Teniendo esto en cuenta, es razonable preguntarse si estas clases experimentaron un cambio de sus preferencias ideológicas que las colocase en una situación de disponibilidad para apoyar a nuevos partidos. Es lógico que los análisis del cambio político español se hayan centrado en la producción discursiva, comunicativa, estratégica y organizativa de una nueva oferta, pero creemos que, aunque sea un aspecto menor, el análisis de la reconfiguración de la demanda no carece de interés. Aunque nuestro trabajo no aborda explícitamente esta cuestión, su planteamiento ayuda a poner de manifiesto la relevancia potencial de nuestro objeto de estudio.
El principal antecedente de nuestro trabajo es un artículo de Barone et al. ( Barone, C., Lucchini, M. y Sarti, S. (2007). Class and Political Preferences in Europe:
A Multilevel Analysis of Trends over Time. European Sociological Reveiw, 23 (3), 373-392. Disponible en:
A pesar del interés del trabajo de Barone et al. y con independencia de las reservas que acabamos de expresar, creemos que nuestro estudio hace una valiosa aportación adicional. En primer lugar, porque cubre un período más amplio, incluyendo la etapa de la Gran Recesión y la poscrisis, lo cual permite comprobar si existen tendencias de cambio independientes del ciclo económico o si, por el contrario, ha habido tendencias de distinto signo en momentos de bonanza y de crisis. Además, los datos que manejamos son más ricos e informativos que los usados por Barone: por un lado, disponemos de barómetros mensuales que, agregados, garantizan estimaciones muy precisas a escala anual o incluso trimestral; por otro lado, la codificación detallada de la ocupación hace posible la aplicación de esquemas de clases desagregados, incluyendo una distinción entre distintos tipos de profesionales que nos parece crucial.
Como el de Barone y sus coautores, nuestro análisis tiene un importante componente descriptivo: su objetivo inicial es describir detalladamente la trayectoria seguida por la posición media de cada clase en el eje izquierda-derecha. Sin embargo, una vez identificadas las modificaciones sufridas por la relación entre clase e ideología, que, como veremos, tienen como protagonistas principales a la clase profesional-directiva y a los empleados no manuales, haremos frente a la necesidad de explicarlas, tratando de determinar si es posible darles a los cambios registrados una explicación social, ya sea apelando a la existencia de efectos de composición o a procesos de reemplazo generacional. Como veremos, ninguna de estas dos vías de explicación permite dar cuenta plenamente de los cambios observables. Avanzaremos, por ello, posibles explicaciones alternativas, que dejaremos pendientes de contrastación.
II. DATOS Y PROCEDIMIENTOS[Subir]
Nuestros datos proceden de encuestas del Centro de Investigaciones Sociológicas (CIS), en cuya web se puede encontrar información sobre el diseño de las muestras y los cuestionarios. Por un lado, utilizaremos las encuestas poselectorales de todas las elecciones comprendidas entre 1986 y 2016; descartamos la de 1982 porque en ella el posicionamiento ideológico de los entrevistados se mide con una escala diferente[3]. Por otro lado, usaremos datos de los barómetros mensuales del CIS entre 1996 y junio de 2017; solo hemos excluido de la serie dos barómetros (3017, de marzo de 2014, por anomalías en los datos, con ausencia de información sobre algunas de las variables que entran en nuestros análisis, y 3146, de julio de 2016, a cuyos datos no hemos podido acceder). En un primer momento hemos hecho análisis de la relación entre clase e ideología separando cada barómetro o agrupando los datos por trimestres, pero finalmente hemos optado por agruparlos anualmente, sacrificando detalle en la desagregación temporal a cambio de aumentar el tamaño de la muestra y hacer una estimación muy precisa de la ubicación ideológica de cada clase en cada momento.
Nuestra variable dependiente es la ubicación en el eje izquierda-derecha, captada
a través de una escala que varía de 1 (extrema izquierda) a 10 (extrema derecha).
Nuestra variable independiente es la clase ocupacional. En análisis preliminares,
que no presentaremos, hemos partido de un esquema de once clases, equiparable en líneas
generales al esquema EGP o de Goldthorpe ( Erikson, R. y Goldthorpe, J. H. (1992). The Constant Flux: A Study of Class Mobility in Industrial Societies. Oxford: Clarendon Press.Erikson y Goldthorpe, 1992; Goldthorpe, J. H. (2000). On Sociology: Numbers, narratives, and the integration of research and theory. Oxford: Oxford University Press. Goldthorpe, 2000; Goldthorpe, J. H. y McKnight, A. (2006). The economic basis of social class. En S.
L. Morgan, D. Grusky y G. S. Fields (eds.). Mobility and Inequality: Frontiers of Research in Sociology and Economics. Stanford: Stanford University Press.Goldthorpe y McKnight, 2006; para una sintética presentación y comparación con otros esquemas, Connelly, R., Gayle, V. y Lambert, P. S. (2016). A Review of occupation-based social
classifications for social survey research. Methodological Innovations, 9, 1-14. Disponible en:
Además, hemos utilizado un esquema modificado que introduce una distinción dentro
de la clase profesional-directiva. Numerosos estudios han puesto de manifiesto que
existen importantes diferencias culturales y políticas, de naturaleza y explicación
controvertidas, entre distintos tipos de profesionales ( Brint, S. (1984). «New-Class» and Cumulative Trend Explanation of the Liberal Political
Attitudes of Professionals. American Journal of Sociology, 90 (1), 30-69. Disponible en:
Se ha atribuido una posición de clase a todos los entrevistados. A los ocupados, parados
y jubilados que anteriormente trabajaron o realizaron actividad económica remunerada
se les asigna su clase en función de la información sobre su trabajo actual o pasado.
A los parados que buscan su primer empleo, estudiantes, personas dedicadas a la realización
de trabajo doméstico no remunerado y pensionistas que nunca han tenido un empleo se
les imputa una clase a partir de la información sobre el trabajo actual o pasado de
la persona de referencia del hogar o «cabeza de familia». Por tanto, las clases cuya
ubicación ideológica media estudiaremos son para algunos individuos «clases directas»
y para otros, «clases mediadas» ( Wright, E. O. (1989). Women in the Class Structure. Politics and Society, 17 (1), 35-66. Disponible en:
A lo largo del período que estudiamos se han producido varios cambios en la clasificación de ocupaciones utilizada en la producción de la información primaria a partir de la cual construimos nuestro esquema de clases. En el caso de las encuestas poselectorales, las anteriores a 1993 utilizaban una clasificación poco desagregada propia del CIS; las realizadas entre 1993 y 2004, la Clasificación Nacional de Ocupaciones (CNO) de 1979; las de 2008 y 2011, la CNO de 1994, y las de 2015 y 2016, la CNO de 2011. Como la serie de barómetros que utilizaremos arranca en 1996, se han utilizado en ella las tres clasificaciones nacionales a las que acabamos de aludir: la CNO-79 hasta diciembre de 2006, la CNO-94 desde enero de 2007 hasta febrero de 2013, y la CNO-11 desde marzo de 2013 en adelante. Aunque en la construcción de nuestro esquema de clases se ha tratado de seguir un procedimiento que armonice al máximo la información y garantice la comparabilidad, el cambio de clasificación da lugar a ciertas discontinuidades, con los consiguientes cambios en el tamaño estimado de las clases[6].
Gran parte de nuestros análisis controlan los efectos de la composición sociodemográfica, educativa y sectorial de las clases, a fin de determinar si los cambios ideológicos de las clases tienen una explicación estrictamente composicional. Concretamente, se tienen en cuenta las siguientes variables de control: el sexo, la edad (tratada como una variable categórica, diferenciando siete grupos), la relación con la actividad (distinguiendo cinco situaciones: ocupados, parados que han trabajado con anterioridad, jubilados que han trabajado con anterioridad, estudiantes y parados que buscan su primer empleo, personas dedicadas al trabajo doméstico no remunerado y pensionistas que no han trabajado con anterioridad); el nivel y tipo de estudios (con cinco categorías: estudios primarios o menos, secundaria inferior general, secundaria superior general, formación profesional, y estudios universitarios), y el sector de empleo (público o privado). Además, al deslindar las tendencias generales de cambio de las clases con respecto a los cambios debidos a reemplazo generacional, usaremos una variable de generación o cohorte de nacimiento, separando cinco cohortes: nacidos antes de 1940, entre 1940 y 1959, entre 1960 y 1969, entre 1970 y 1979, y desde 1980.
Nuestros análisis consistirán en comparaciones de medias y modelos de regresión lineal. En primer lugar, describiremos la trayectoria seguida por la ubicación media de las clases en las encuestas poselectorales y en cada uno de los años cubiertos por la serie de barómetros de opinión del CIS. Presentaremos estos resultados en forma gráfica, acompañando las medias con líneas de error que señalan los límites del intervalo de confianza al nivel del 95 %.
En un segundo paso, a fin de determinar si los cambios observados reflejan en realidad modificaciones en la composición de las clases en términos de otras variables que influyen sobre la ubicación ideológica (o variaciones en la intensidad de esta influencia), expondremos los resultados de análisis de regresión lineal múltiple. Proceden estos de la estimación separada de los modelos de regresión para un número elevado de puntos temporales (diez en la serie de encuestas poselectorales; en la de barómetros, 86 trimestres en los análisis preliminares y 22 años en los definitivos), de modo que la presentación completa de todos sus parámetros sería engorrosa, aparte de innecesaria para nuestros propósitos. Por ello, los mostraremos gráficamente en forma de medias de la ideología de cada clase, ajustadas por sexo, edad, relación con la actividad, nivel de estudios y, en el caso de los barómetros, sector de empleo, que nuevamente estarán acompañadas de su intervalo de confianza al 95 %[7].
Tras haber examinado en detalle la trayectoria ideológica de las clases, sin introducir
supuestos simplificadores acerca de la tendencia que sigue, presentaremos los resultados
de un modelo de tendencia que modela su evolución bajo el supuesto de que el cambio
tiene un carácter lineal, aplicando uno de los instrumento más clásicos para el análisis
de procesos de cambio social ( Firebaugh, G. (1997). Analyzing Repeated Surveys. Thousand Oaks: Sage. Disponible en:
III. RESULTADOS[Subir]
1. La evolución de la posición ideológica de las clases[Subir]
La evolución de la posición ideológica de las clases se refleja en los gráficos 1 (datos de los sondeos poselectorales entre 1986 y 2016) y 2 (datos de los barómetros desde enero de 1996 hasta junio de 2017[8]).
El gráfico 1 (encuestas poselectorales) refleja un proceso de convergencia ideológica que parece afectar a todas las clases salvo a los propietarios, cuya posición se mantiene diferenciada a lo largo del tiempo. Los profesionales y directivos (y, en menor medida, los empleados no manuales) se mueven a la izquierda, mientras que los trabajadores manuales lo hacen hacia la derecha, lo cual da lugar a la confluencia de estas clases alrededor del 4,6 de la escala. Esta conclusión general puede ir acompañada de puntualizaciones, tanto sobre la magnitud del movimiento de cada clase a lo largo del período como sobre los momentos concretos en que se produce.
Gráfico 1.
Evolución ideológica de las clases según las encuestas poselectorales del CIS. Esquema de clases con cinco categorías, 1986-2016. Medias
Las barras de error representan intervalos de confianza para un nivel del 95 %.
Fuente: encuestas poselectorales del CIS para las elecciones generales. 1986-2016.
El desplazamiento más destacable es el de los profesionales y directivos, que en 2016 están seis décimas a la izquierda de la posición que ocupaban treinta años antes. Aunque pueda parecer modesto, este cambio tiene bastante relevancia cualitativa, pues significa que los profesionales han pasado de ser indistinguibles de los propietarios (baluarte del apoyo electoral a la derecha) y estar a casi un punto de distancia de los manuales cualificados a tener una posición equiparable a la de estos (base electoral tradicional de la izquierda). Este cambio se produce entre 1986 y 2000. El movimiento de los empleados no manuales es pequeño (en torno a dos décimas) y está muy localizado temporalmente: tiene lugar entre 2000 y 2008.
En cuanto a los trabajadores manuales, los cualificados se mueven casi seis décimas a la derecha entre 1986 y 2011, que son después recortadas a cuatro por un leve giro a la izquierda entre 2011 y 2016; los no cualificados se desplazan en el mismo sentido, pero menos de tres décimas. En ambos casos, el mayor cambio se da entre 1986 y 2000.
De estos cambios resulta la ya señalada confluencia progresiva de las medias ideológicas de todas las clases salvo los propietarios: en 1989 desaparece la pequeña diferencia inicial entre manuales cualificados y no cualificados y deja de ser significativa la que había entre profesionales y empleados no manuales; en 2000, la diferencia entre los trabajadores manuales y los profesionales también deja de ser estadísticamente significativa; y, finalmente, en 2008 ocurre lo mismo con las diferencias entre los empleados no manuales de rutina y todos los obreros. Desde entonces, todas estas clases solo se distinguen significativamente de la de los propietarios (empresarios y autónomos[9]).
El gráfico 2 expone la información de los barómetros, más detallada pero para un período más corto[10]. Pone de relieve la existencia de movimientos transversales, comunes a todas o casi todas las clases, a lo largo de cada legislatura, cuyo sentido parece anticipar la variación en el nivel de apoyo que recibirá el partido gobernante en las siguientes elecciones[11]. Este movimiento oscilatorio ligado a «efectos de legislatura» no impide reconocer que hay una progresiva confluencia ideológica, con la ya señalada excepción de los propietarios, y que el mayor cambio (unas cuatro décimas) corresponde a la clase profesional-directiva[12].
Gráfico 2.
Evolución ideológica de las clases según los barómetros mensuales del CIS. Esquema de clases con cinco categorías, 1996-2017. Medias anuales
A. Presentación conjunta
B. Presentación desagregada
Las líneas verticales rojas delimitan legislaturas; las grises señalan cambios en la clasificación usada en la codificación de la ocupación.
Las barras de error representan intervalos de confianza para un nivel del 95 %. Las líneas de tendencia corresponden a una ecuación polinómica de sexto grado, cuyo ajuste a los datos se indica en el gráfico.
Fuente: barómetros mensuales del CIS, de enero de 1996 a junio de 2017.
Hay algunas discrepancias entre los datos de los poselectorales y los de los barómetros en lo que respecta a la magnitud y ritmo de los cambios. Las principales son la prolongación del deslizamiento hacia la izquierda de los profesionales hasta 2008 (después, su posición oscila como la de las otras clases); la anticipación a 2004 del movimiento a la izquierda de los no manuales, que, además, es algo mayor que el registrado en los estudios poselectorales, y la constatación de que los cambios de posición de los obreros son, como los de los propietarios, oscilaciones que cambian poco su posición en el conjunto del período (apenas dos décimas para los cualificados; recuérdese que la serie de barómetros casi no cubre la etapa 1986-2000, en la cual los poselectorales mostraban el mayor deslizamiento a la derecha de los obreros).
Pero al margen de estas diferencias, lo fundamental para nosotros es que también según estos datos se completa hacia 2008 la indiferenciación ideológica de todas las clases salvo los propietarios[13].
En resumen: nuestras dos fuentes de datos confirman que ha habido cambios relevantes en la posición ideológica de las clases, que suponen una clara reducción de las diferencias entre ellas, y que la clase profesional-directiva es la que ha experimentado un cambio mayor.
2. La diversidad interna de la clase profesional-directiva y sus consecuencias[Subir]
Esto último, unido al conocimiento acumulado sobre la heterogeneidad interna de la
clase profesional-directiva ( Brint, S. (1984). «New-Class» and Cumulative Trend Explanation of the Liberal Political
Attitudes of Professionals. American Journal of Sociology, 90 (1), 30-69. Disponible en:
La respuesta a esta pregunta es negativa: los dos grupos se han movido en el mismo sentido y en grado similar, así que se puede descartar que el cambio de los profesionales se deba enteramente a un efecto de composición. Así lo muestra el gráfico 3, que repite las comparaciones de medias con un esquema de seis clases, resultante del desdoblamiento de la clase I-II, y cuyo examen revela varias cosas de interés.
La primera es que las dos clases de profesionales difieren claramente entre sí durante todo el período: en 1996 los socioculturales se ubicaban seis décimas a la izquierda del resto de profesionales y directivos, y esta distancia se mantiene casi inalterada. En segundo lugar, y fundamental para nosotros, las dos clases se han movido a la izquierda: los especialistas socioculturales empezaron dos décimas a la derecha de los obreros cualificados (en posición indistinguible de la de los no cualificados) y en 2016 llegaron a situarse cuatro décimas a su izquierda; por su parte, el resto de los profesionales y directivos partieron de una media igual a la de los propietarios (ocho décimas a la derecha de los obreros) y han acabado situados cuatro décimas a su izquierda (la misma distancia que los separa ahora de los obreros, de cuyo segmento no cualificado han sido estadísticamente indistinguibles en algunos años). Finalmente, estos desplazamientos a la izquierda han tenido ritmos algo distintos: el de los profesionales socioculturales se dio entre finales de los noventa y 2004, fue seguido por una fase de estabilidad, y se reanudó a partir de 2011, mientras que el del resto de los profesionales se produjo básicamente entre 2000 y 2008.
Todo ello nos obliga a matizar la imagen global de los cambios en la posición ideológica de las clases que habíamos obtenido previamente, pues ya no parece adecuado hablar de una confluencia de todas las clases salvo los propietarios. Es verdad que la posición de los empleados no manuales de rutina prácticamente se ha igualado a la de los obreros y que los «otros profesionales y directivos» (nuestra clase I-IIa) se han aproximado a todos ellos. Pero el corrimiento a la izquierda de los profesionales socioculturales ha hecho que su distancia con respecto a los otros profesionales y los empleados no manuales de rutina se haya mantenido invariable y que las que lo separan de los propietarios y los obreros hayan aumentado y, en el último caso, cambiado su signo. El resultado es una trayectoria que, de prolongarse, implicaría una divergencia creciente con respecto a las demás clases. Además, su giro a la izquierda ha hecho que la diferencia existente entre las dos clases extremas (al principio de la serie, propietarios y obreros cualificados; al final, propietarios y especialistas socioculturales) haya crecido ligeramente[14].
Gráfico 3.
Evolución ideológica de las clases según los barómetros mensuales del CIS. Esquema de clases con seis categorías, con distinción de dos clases de profesionales y directivos. 1996-2017. Medias anuales
A. Presentación conjunta
B. Presentación desagregada de las dos clases de profesionales y directivos
Las líneas verticales rojas delimitan legislaturas; las grises señalan cambios en la clasificación usada en la codificación de la ocupación.
Las barras de error representan intervalos de confianza para un nivel del 95 %. Las líneas de tendencia corresponden a una ecuación polinómica de sexto grado, cuyo ajuste a los datos se indica en el gráfico.
Fuente: barómetros mensuales del CIS, de enero de 1996 a junio de 2017.
En resumen, tener en cuenta la heterogeneidad de los profesionales nos ha llevado a reconocer al final del período estudiado un patrón de alineamientos algo más complejo del contemplado inicialmente, con los obreros y los empleados no manuales ubicados en el 4,5 de la escala, flanqueados a izquierda y derecha por las dos clases de profesionales, situadas a unas tres décimas de distancia, y con los propietarios conservando su habitual posición más a la derecha. También lleva a vislumbrar una tendencia divergente de los profesionales socioculturales con respecto a las demás clases. Sin embargo, no ha alterado nuestra descripción del sentido de los cambios en las ubicaciones de cada clase, pues los dos tipos de profesionales se han movido en paralelo hacia la izquierda. Por tanto, el cambio de su posición no se puede explicar por un efecto de composición.
3. La robustez de los cambios[Subir]
Podría ocurrir, sin embargo, que estos movimientos se debiesen enteramente a cambios en el comportamiento de otras variables. Concretamente, se podrían deber a transformaciones de la composición de las clases en términos de otras variables sociales que están correlacionadas con las preferencias ideológicas o a variaciones en la fuerza del efecto que tienen esas otras variables sobre la ideología. Esto no haría que los cambios que hemos detectado fuesen menos reales o relevantes, pero permitiría darlos por explicados. Por esta razón, nuestro siguiente paso será repetir nuestros análisis de la evolución de las posiciones ideológicas, pero controlando los efectos de cinco variables sociales.
En primer lugar, controlaremos los efectos del sexo y la edad, a los cuales se atribuye generalmente influencia sobre las orientaciones y actitudes políticas. Factores demográficos, la creciente participación laboral de las mujeres y su concentración en determinados tipos de ocupaciones podrían haber alterado el balance entre hombres y mujeres o entre grupos de edades en cada clase, contribuyendo a modificar su posición ideológica media. También controlaremos por la relación con la actividad, especialmente importante habida cuenta de que hemos asignado una posición de clase a todos los entrevistados, en unos casos en función de su trabajo actual, en otros por su trabajo pasado, y todavía en otros atendiendo al trabajo actual o pasado de la persona de referencia en el hogar. La diferente evolución demográfica de las clases puede haber producido cambios apreciables en el peso de distintas situaciones de actividad en cada una de ellas; y aunque esta variable está bastante correlacionada con el sexo y la edad, podría tener una influencia propia sobre la posición ideológica.
Además, tendremos en cuenta los efectos del nivel de estudios, variable claramente relacionada con las preferencias ideológicas y, en general, las orientaciones políticas. Finalmente, controlaremos también los efectos de una variable sociolaboral importante, el sector de empleo, partiendo del supuesto de que los empleados en el sector público tienden a adoptar posiciones más a la izquierda que quienes tienen un empleo o actividad en el sector privado.
Como se explicó anteriormente, los análisis multivariados realizados consisten en la estimación de un modelo de regresión lineal para cada uno de los años en que se han agrupado los datos de los barómetros (y para cada una de las encuestas poselectorales), que incluye las cinco variables de control. Estamos permitiendo que varíen libremente de año a año (o de poselectoral a poselectoral) tanto las distribuciones como la magnitud de los efectos de estas variables, pero asumiendo que en cada momento son iguales para todas las clases. La presentación de los resultados se hará en forma gráfica, mostrando la media de la ideología de cada clase, ajustada por sexo, edad, relación con la actividad, nivel de estudios y sector de empleo.
Si los efectos de las cinco variables de control explicasen por completo en todo momento las diferencias ideológicas entre clases, estas tendrían medias ajustadas idénticas. Si las variaciones a lo largo del tiempo en (la distribución o la magnitud del efecto de) esas variables explicasen los cambios observados en las ubicaciones relativas de las clases, las diferencias entre sus medias ajustadas serían constantes. Un simple vistazo al gráfico 4, que despliega la información procedente de la serie de barómetros con un esquema de seis clases, es suficiente para concluir que ninguna de las dos cosas ocurre[15]. La pauta de diferenciación y cambio que habíamos encontrado se mantiene en lo fundamental.
Gráfico 4.
Evolución ideológica de las clases según los barómetros mensuales del CIS. Esquema de clases con seis categorías, con distinción de dos clases de profesionales y directivos, 1996-2017. Medias anuales ajustadas por sexo, edad, situación de actividad, nivel de estudios y sector de empleo
A. Presentación conjunta
B. Presentación desagregada
Las líneas verticales rojas delimitan legislaturas; las grises señalan cambios en la clasificación usada en la codificación de la ocupación.
Las barras de error representan intervalos de confianza para un nivel del 95 %. Las líneas de tendencia corresponden a una ecuación polinómica de sexto grado, cuyo ajuste a los datos se indica en el gráfico.
Fuente: barómetros mensuales del CIS, de enero de 1996 a junio de 2017.
Como era esperable, las medias ajustadas son distintas de las medias simples, especialmente para las dos clases de profesionales y los empleados no manuales, que ahora aparecen en todo momento unas 15 o 20 centésimas más a la derecha. Esto hace que sus diferencias con las demás clases, cuyas medias se ven en general menos afectadas al controlar su composición, sufran algunos cambios, aumentando o disminuyendo ligeramente según los casos. Por ejemplo, el mayor izquierdismo de los especialistas socioculturales con respecto a los obreros cualificados en 2016 se recorta a la mitad, quedándose en solo dos décimas, mientras que el resto de los profesionales y los empleados no manuales se apartan de los obreros unas 10 o 15 centésimas más a la derecha, disminuyendo la distancia que los separa de los propietarios.
Todo esto quiere decir que la composición sociodemográfica, educativa y sectorial que realmente tienen estas tres clases lleva a que se sitúen un poco a la izquierda de lo que lo harían si tuviesen una composición semejante a la del conjunto de la población. Pero como esto ya ocurría al principio del período estudiado, controlar por la composición sociodemográfica, educativa y sectorial no afecta en modo alguno a lo que más nos importa, su desplazamiento hacia la izquierda, cuya magnitud absoluta se mantiene inalterada. Por tanto, los cambios más importantes en la posición ideológica de las clases quedan sin explicar.
4. Un modelo de tendencia lineal[Subir]
Hasta ahora, hemos examinado los desplazamientos ideológicos de las clases prestando atención a los detalles y sin introducir supuestos simplificadores sobre la trayectoria que siguen. En cambio, el último paso de nuestros análisis consistirá en modelizarlos bajo el supuesto de que tienen un carácter lineal. Naturalmente, este supuesto implica una simplificación extrema de los cambios observados, pero es una simplificación analíticamente útil, pues permite poner a prueba de manera parsimoniosa la hipótesis de que, bajo las oscilaciones de las posiciones de las clases que saltan a la vista en un análisis descriptivo, subyacen tendencias definidas de cambio a largo plazo. En nuestro caso, como ya se ha dicho reiteradamente, estas tendencias consistirían esencialmente en el deslizamiento hacia la izquierda de las dos clases de profesionales y, en menor medida, de la de empleados no manuales, y en un ligero desplazamiento hacia la derecha de los obreros cualificados. Además, también usaremos este modelo para contrastar en qué medida los cambios observados se pueden explicar en términos de un proceso de reemplazamiento generacional.
Estimaremos el modelo para la base de datos formada por la agrupación de todos los barómetros del CIS entre 1996 y 2017, agrupados trimestralmente. En el primer paso, el modelo 1 incluye una variable ficticia para cada clase; una variable cuantitativa de período o tiempo (trimestre), que capta la tendencia lineal de cambio de los posicionamientos ideológicos para la clase de referencia, y una serie de términos de interacción entre cada clase y la variable de tiempo, a fin de captar su tendencia de cambio en comparación con la clase de referencia. En el modelo 2 se añaden todas las variables de control, dando por supuesto que sus efectos son constantes a lo largo del período estudiado. Finalmente, en los últimos pasos de la estimación se introduce también una serie de variables ficticias que representan distintas generaciones o cohortes de nacimiento (modelo 3), así como su interacción con las clases (modelo 4). De este modo, se separa la tendencia general de cambio ideológico de cada clase de las diferencias ideológicas entre cohortes (tanto en términos generales como específicas para cada clase), poniendo a prueba la hipótesis de que el cambio observado se debe a procesos de reemplazo generacional; si fuese así, al entrar en el modelo la variable generación, los coeficientes que captan las tendencias de cambio lineal de las clases disminuirían y, en último término, serían iguales a cero[16].
Las tablas 1 y 2 presentan los resultados de la estimación de estos modelos con un esquema de seis clases[17]. En el gráfico 5 se muestra el cambio en la posición ideológica de cada clase que se deriva de los coeficientes de interacción presentes en los modelos 2 (controlando la composición sociodemográfica, educativa y sectorial) y 4 (que tiene en cuenta también la generación y la interacción entre clase y generación). De su examen se pueden extraer varias conclusiones importantes.
Primero, el modelo 1 refleja la pauta de diferenciación ideológica existente al principio del período: a la izquierda, los obreros cualificados, y, a poco más de una décima, los no cualificados y los profesionales socioculturales; a la derecha, los propietarios y los otros profesionales y directivos, indistinguibles entre sí, y en medio los empleados no manuales de rutina. La distancia entre los extremos ideológicos es de 0,75 puntos.
Segundo, el mismo modelo confirma que, bajo las oscilaciones de las posiciones ideológicas de las clases, se abren paso tendencias de cambio a largo plazo, que consisten esencialmente en el desplazamiento a la izquierda de todos los profesionales y, en medida algo menor, de los empleados no manuales; pero también en la presencia de un ligero movimiento a la izquierda de los propietarios y otro a la derecha igualmente leve de los obreros cualificados. De los coeficientes del modelo resultarían, en todo el período, cambios de 42 centésimas para los profesionales socioculturales, de 49 para los otros profesionales, 36 para los empleados no manuales y de una décima para los propietarios y obreros cualificados, en este último caso hacia la derecha[18].
Tercero, a partir de la constatación del patrón de diferenciación inicial y de las tendencias de cambio descritos se puede concluir que se está produciendo un proceso de convergencia entre clases, que viene dado principalmente por la aproximación de los «otros profesionales y directivos» y los empleados no manuales hacia posiciones cada vez más próximas a las de los obreros (a ello contribuye también el ligero movimiento a la derecha del segmento cualificado de estos). Pero al mismo tiempo, el continuado desplazamiento hacia la izquierda de los profesionales socioculturales, partiendo de una posición inicial que ya estaba escorada en el mismo sentido, ha dado lugar a un proceso de divergencia de esta clase con respecto a todas las demás.
Cuarto, las tendencias de cambio se mantienen inalteradas al controlar, en el modelo 2, el efecto del sexo, la edad, la situación de actividad, el nivel de estudios y el sector de empleo. Aunque todas estas variables tienen cierto efecto y su inclusión modifica ligeramente la posición relativa de las clases en el punto de partida, tenerlas en cuenta no permite explicar los desplazamientos ideológicos de las clases. Los coeficientes que captan estos desplazamientos apenas se ven afectados: si, como se hace en el panel A del gráfico 5, se calcula el cambio total que implican para todo el período los coeficientes del modelo 2, resultan ser 45 centésimas para los dos grupos de profesionales, 35 para los no manuales, y valores en torno a una décima para los propietarios y manuales cualificados; es decir, cambios prácticamente idénticos a los que se obtenían a partir del modelo 1.
Tabla 1.
Modelos de cambo lineal de la posición ideológica de las clases, 1996-2017. Esquema de seis clases, con distinción de dos clases de profesionales y directivos
| Modelo 1 | Modelo 2 | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| B | E.T. | B | E.T. | |||
| Constante | 5,228 | [***] | 0,013 | 4,988 | [***] | 0,017 |
| I-IIb Profesionales socioculturales | -0,627 | [***] | 0,024 | -0,427 | [***] | 0,025 |
| I-IIa Otros profesionales y directivos | -0,022 | 0,021 | 0,120 | [***] | 0,021 | |
| IIIab No manuales | -0,320 | [***] | 0,018 | -0,188 | [***] | 0,018 |
| V-VI Manuales cualificados | -0,750 | [***] | 0,018 | -0,701 | [***] | 0,018 |
| VIIab Manuales no cualificados | -0,629 | [***] | 0,017 | -0,618 | [***] | 0,017 |
| Trimestres | -0,001 | [***] | 0,000 | -0,001 | [***] | 0,000 |
| I-IIb Profesionales socioculturalesTrim | -0,004 | [***] | 0,000 | -0,004 | [***] | 0,000 |
| I-IIa Otros profesionales y directivosTrim | -0,004 | [***] | 0,000 | -0,004 | [***] | 0,000 |
| IIIab No manualesTrim | -0,003 | [***] | 0,000 | -0,003 | [***] | 0,000 |
| V-VI Manuales cualificadosTrim | 0,003 | [***] | 0,000 | 0,002 | [***] | 0,000 |
| VIIab Manuales no cualificadosTrim | 0,001 | [**] | 0,000 | 0,002 | [***] | 0,000 |
| Hombre | 0,029 | [***] | 0,006 | |||
| 18-24 años | 0,004 | 0,013 | ||||
| 25-34 años | -0,029 | [**] | 0,009 | |||
| 35-44 años | -0,038 | [***] | 0,009 | |||
| 55-64 años | 0,229 | [***] | 0,010 | |||
| 65-74 años | 0,483 | [***] | 0,013 | |||
| 75 años o más | 0,604 | [***] | 0,015 | |||
| Parados | -0,050 | [***] | 0,009 | |||
| Jubilados | 0,046 | [***] | 0,011 | |||
| Estudiantes | -0,062 | [***] | 0,014 | |||
| Trabajo doméstico | 0,258 | [***] | 0,010 | |||
| Otros | 0,092 | [**] | 0,034 | |||
| Primaria o menos | -0,015 | 0,011 | ||||
| Secundaria inferior | 0,095 | [***] | 0,010 | |||
| Formación profesional | -0,097 | [***] | 0,010 | |||
| Estudios universitarios | -0,086 | [***] | 0,010 | |||
| Sin información | 0,088 | [+] | 0,049 | |||
| Sector público | 0,062 | [***] | 0,008 | |||
| R2 ajustado | 0,02 | 0,04 | ||||
| N | 447.100 | |||||
Las entradas de las celdas son coeficientes de regresión lineal y sus errores típicos.
Categorías de referencia: IVabc Propietarios; mujer; 45-54 años; ocupado; secundaria superior; sector privado.
Fuente: barómetros mensuales del CIS, de enero de 1996 a junio de 2017.
Tabla 2.
Modelos de cambo lineal de la posición ideológica de las clases, con cohortes de nacimiento, 1996-2017. Esquema de seis clases, con distinción de dos clases de profesionales y directivos
| Modelo 3 | Modelo 4 | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| B | E.T. | B | E.T. | |||
| Constante | 4,971 | [***] | 0,020 | 4,880 | [***] | 0,024 |
| I-IIb Profesionales socioculturales | -0,403 | [***] | 0,025 | -0,469 | [***] | 0,033 |
| I-IIa Otros profesionales y directivos | 0,134 | [***] | 0,021 | 0,193 | [***] | 0,030 |
| IIIab No manuales | -0,173 | [***] | 0,018 | -0,159 | [***] | 0,027 |
| V-VI Manuales cualificados | -0,698 | [***] | 0,018 | -0,510 | [***] | 0,027 |
| VIIab Manuales no cualificados | -0,614 | [***] | 0,017 | -0,447 | [***] | 0,026 |
| Trimestres | -0,001 | [***] | 0,000 | 0,000 | 0,000 | |
| I-IIb Profesionales socioculturalesTrim | -0,004 | [***] | 0,000 | -0,003 | [***] | 0,000 |
| I-IIa Otros profesionales y directivosTrim | -0,004 | [***] | 0,000 | -0,004 | [***] | 0,000 |
| IIIab No manualesTrim | -0,003 | [***] | 0,000 | -0,003 | [***] | 0,000 |
| V-VI Manuales cualificadosTrim | 0,002 | [***] | 0,000 | 0,000 | 0,000 | |
| VIIab Manuales no cualificadosTrim | 0,002 | [***] | 0,000 | 0,000 | 0,000 | |
| Hombre | 0,030 | [***] | 0,006 | 0,039 | [***] | 0,006 |
| 18-24 años | -0,104 | [***] | 0,021 | -0,117 | [***] | 0,021 |
| 25-34 años | -0,118 | [***] | 0,016 | -0,107 | [***] | 0,016 |
| 35-44 años | -0,075 | [***] | 0,011 | -0,067 | [***] | 0,011 |
| 55-64 años | 0,205 | [***] | 0,012 | 0,195 | [***] | 0,012 |
| 65-74 años | 0,410 | [***] | 0,016 | 0,392 | [***] | 0,016 |
| 75 años o más | 0,490 | [***] | 0,021 | 0,466 | [***] | 0,021 |
| Parados | -0,054 | [***] | 0,009 | -0,073 | [***] | 0,009 |
| Jubilados | 0,047 | [***] | 0,011 | 0,047 | [***] | 0,011 |
| Estudiantes | -0,067 | [***] | 0,014 | -0,036 | [**] | 0,014 |
| Trabajo doméstico | 0,259 | [***] | 0,011 | 0,247 | [***] | 0,011 |
| Otros | 0,090 | [**] | 0,034 | 0,089 | [**] | 0,034 |
| Primaria o menos | -0,023 | [*] | 0,011 | 0,028 | [**] | 0,011 |
| Secundaria inferior | 0,097 | [***] | 0,010 | 0,081 | [***] | 0,010 |
| Formación profesional | -0,100 | [***] | 0,010 | -0,112 | [***] | 0,010 |
| Estudios universitarios | -0,092 | [***] | 0,010 | -0,084 | [***] | 0,011 |
| Sin información | 0,082 | [+] | 0,049 | 0,075 | 0,049 | |
| Sector público | 0,065 | [***] | 0,008 | 0,053 | [***] | 0,008 |
| Gen. 1: nacidos hasta 1939 | 0,139 | [***] | 0,020 | 0,232 | [***] | 0,028 |
| Gen. 2: nacidos entre 1940 y 1959 | 0,026 | [*] | 0,012 | 0,143 | [***] | 0,022 |
| Gen. 4: nacidos entre 1970 y 1979 | 0,134 | [***] | 0,011 | 0,093 | [***] | 0,024 |
| Gen. 5: nacidos desde 1980 | 0,123 | [***] | 0,016 | 0,030 | 0,030 | |
| I-IIbGen. 1 | 0,707 | [***] | 0,044 | |||
| I-IIbGen. 2 | 0,021 | 0,032 | ||||
| I-IIbGen. 4 | 0,000 | 0,035 | ||||
| I-IIbGen. 5 | 0,001 | 0,039 | ||||
| I-IIaGen. 1 | 0,209 | [***] | 0,037 | |||
| I-IIaGen. 2 | -0,164 | [***] | 0,031 | |||
| I-IIaGen. 4 | -0,086 | [**] | 0,033 | |||
| I-IIaGen. 5 | -0,142 | [***] | 0,038 | |||
| IIIabGen. 1 | 0,219 | [***] | 0,032 | |||
| IIIabGen. 2 | -0,086 | [**] | 0,027 | |||
| IIIabGen. 4 | 0,065 | [*] | 0,029 | |||
| IIIabGen. 5 | 0,080 | [*] | 0,034 | |||
| V-VIGen. 1 | -0,397 | [***] | 0,029 | |||
| V-VIGen. 2 | -0,249 | [***] | 0,026 | |||
| V-VIGen. 4 | 0,090 | [**] | 0,030 | |||
| V-VIGen. 3 | 0,245 | [***] | 0,034 | |||
| VIIabGen. 1 | -0,337 | [***] | 0,028 | |||
| VIIabGen. 2 | -0,184 | [***] | 0,026 | |||
| VIIabGen. 4 | 0,077 | [**] | 0,029 | |||
| VIIabGen. 5 | 0,160 | [***] | 0,033 | |||
| R2 ajustado | 0,04 | 0,05 | ||||
| N | 447.100 | |||||
Las entradas de las celdas son coeficientes de regresión lineal y sus errores típicos.
Categorías de referencia: IVabc Propietarios; mujer; 45-54 años; ocupado; secundaria superior; sector privado; legislatura 1996-2000; generación 3: nacidos entre 1960 y 1969.
Fuente: barómetros mensuales del CIS, de enero de 1996 a junio de 2017.
Quinto, la contribución del reemplazo generacional a la explicación de los cambios en las ubicaciones de las clases es modesta. En realidad, si se entiende el reemplazo como un proceso general y uniforme que, en este caso, supone la sustitución de cohortes viejas por otras nuevas con una composición de clase y una orientación ideológica distintas, su contribución es nula. La introducción de una variable identificadora de generaciones en el modelo 3 no atenúa en absoluto la intensidad de las tendencias de cambio, pues, aunque hay diferencias significativas entre las cohortes, esto no lleva aparejada una reducción de los coeficientes de la variable tiempo.
Sexto, hay, sin embargo, un sentido en el que el reemplazo generacional es relevante: si se entiende que implica procesos diferenciados de reemplazo en cada clase. En efecto, solo se consigue rebajar los coeficientes de la tendencia de clase si, como se hace en el modelo 4, se incorporan términos que representan las interacciones entre clases y generaciones. En este caso, los coeficientes que captan el cambio de los propietarios (es decir, el coeficiente de «trimestres») y de los trabajadores manuales se reducen drásticamente y dejan de ser estadísticamente significativos. También disminuyen algo estos coeficientes para los profesionales, pero sus tendencias de cambio siguen siendo apreciables; el de los empleados no manuales no sufre reducción alguna. Como consecuencia de ello, las estimaciones de cambio total que se obtienen a partir del modelo 4, presentadas en el panel B del gráfico 5, muestran que hay tres clases cuya posición permanece prácticamente inalterada a lo largo del tiempo (los propietarios y los dos segmentos de trabajadores manuales) y otras tres clases que cambian casi por igual: las dos clases de profesionales y los empleados no manuales de rutina se desplazan algo más de tres décimas a la izquierda. Por tanto, la mayor parte del cambio de estas tres clases queda inexplicado[19].
Gráfico 5.
Cambio en la posición ideológica de las clases a lo largo del tiempo, calculado a partir de los coeficientes de interacción entre clase y trimestre en los modelos de cambio lineal
A. Calculado a partir del modelo 2
B. Calculado a partir del modelo 4
Fuente: barómetros mensuales del CIS, de enero de 1996 a junio de 2017.
IV. CONCLUSIONES[Subir]
En este trabajo hemos estudiado los cambios que han experimentado a lo largo de las tres últimas décadas las diferencias de clase en lo que respecta a las ubicaciones en el eje izquierda-derecha, en cuanto expresión sintética de las preferencias políticas. Empezamos planteando cuatro preguntas. Nuestras conclusiones consistirán en dar respuesta a esos interrogantes.
Primero, nos preguntamos si se han producido en España cambios en la ubicación ideológica de las clases que hayan conducido a una modificación de sus posiciones relativas en el largo plazo. La respuesta es afirmativa. Aunque su magnitud es modesta, los cambios tienen un sentido bien definido y han supuesto una alteración de la pauta de diferenciación existente a mediados de los ochenta e incluso a mitad de los noventa.
En segundo lugar, a partir de la respuesta a la pregunta anterior, surge naturalmente un nuevo interrogante: ¿en qué consisten los cambios que han tenido lugar? Fundamentalmente, en un desplazamiento hacia la izquierda de los profesionales y directivos y de los empleados no manuales de rutina. También se ha producido un pequeño movimiento a la derecha de los obreros cualificados. Hemos examinado estos cambios con más detalle para el período 1996-2017, pero su magnitud es mayor (sobre todo en el caso de los obreros cualificados) si el análisis se remonta a 1986. El proceso de cambio resultante se puede describir como una confluencia entre todas las clases salvo los propietarios (empresarios y autónomos).
Las cosas se hacen algo más complejas cuando se divide la clase profesional-directiva en dos clases distintas: los profesionales socioculturales y las profesiones tradicionales y técnicas y los directivos. Ambas han cambiado su posición ideológica en el mismo sentido, hacia la izquierda, pero lo han hecho a partir de puntos de partida bien diferenciados. Como consecuencia de ello, el proceso de cambio parece combinar una tendencia a la confluencia (por el acercamiento a los obreros por parte de los empleados no manuales y, en menor medida, los «otros profesionales y directivos») y una tendencia a la divergencia (porque los especialistas socioculturales, que en un cierto momento convergen con los obreros cualificados, continúan su movimiento a la izquierda, en un proceso que, en caso de prolongarse, los distanciaría progresivamente de ellos y de todas las demás clases).
En tercer lugar, nos preguntamos si estos cambios se pueden explicar por una modificación de la composición interna de las clases en términos de variables sociodemográficas, educativas y laborales que, a su vez, influyen sobre las ubicaciones ideológicas. Tanto la comparación de medias ajustadas calculadas a partir de modelos de regresión estimados separadamente para cada punto temporal como los resultados de un modelo de tendencia lineal estimado para los datos de todo el período nos han llevado a una respuesta negativa. Los cambios en las posiciones ideológicas de las clases son robustos a la introducción de variables de control como el sexo, la edad, la situación de actividad, el nivel de estudios y el sector de empleo.
Finalmente, concluimos nuestra indagación preguntándonos si los cambios que hemos registrado son producto de un proceso de reemplazamiento generacional, es decir, se deben a la sustitución de las generaciones más antiguas por generaciones nuevas que tienen una orientación ideológica algo diferente. La respuesta es solo parcialmente positiva, y ello a condición de que se entienda el reemplazamiento generacional como un proceso diferenciado que tiene un sentido distinto en el interior de cada clase. En ese caso, se observa que las generaciones recientes de obreros son menos izquierdistas que las más antiguas, y esto es suficiente para explicar el leve movimiento hacia la derecha de los obreros entre 1996 y 2017 (aunque no hemos comprobado si explica también el cambio en el período anterior, 1986-1996); en cambio, las generaciones nuevas de empresarios y autónomos son algo menos derechistas que las precedentes. También hay diferencias intergeneracionales en las demás clases, pero ello no explica por completo su desplazamiento a largo plazo hacia la izquierda. Por tanto, la mayor parte del cambio ideológico de las dos clases de profesionales y de los empleados no manuales queda sin explicar.
Llegados a este punto, parece inevitable plantear dos nuevas preguntas: ¿importan realmente los cambios que hemos descrito? Y, si es así, ¿cómo se pueden explicar? Cerraremos este trabajo respondiendo brevemente a la primera y dejando apuntadas algunas vías posibles de respuesta a la segunda.
A nuestro juicio, a pesar de que su magnitud es modesta, los cambios que han sufrido las posiciones ideológicas de algunas clases son relevantes. Es sabido que existe una fuerte asociación entre posición ideológica y voto y que las distancias que separan las posiciones atribuidas por los electores a los principales partidos dentro de cada bloque ideológico son relativamente pequeñas. Teniendo esto en cuenta, es razonable pensar que los cambios en las posiciones de las clases podrían haber sido suficientes para propiciar alteraciones en su comportamiento electoral. En particular, hasta 2011 podrían haber favorecido el aumento del voto a la izquierda de los profesionales y los empleados no manuales de rutina, y desde entonces podrían haber colocado a estas clases en una situación de disponibilidad para ser movilizadas electoralmente por los nuevos partidos emergentes. Que haya sido así es algo que habría que corroborar mediante un análisis detallado de las transformaciones en el voto de clase en los últimos años.
En cuanto a la explicación de los cambios, entendemos que hay tres vías posibles para dar cuenta de ellos: una apela a transformaciones socioeconómicas, otra, a factores de naturaleza político-cultural, y una tercera, al impacto acumulado de factores políticos de coyuntura.
La primera de estas explicaciones pasaría por atribuir el movimiento hacia la izquierda de los profesionales y empleados no manuales a una transformación de sus condiciones de empleo y trabajo (y, en el caso de los profesionales por cuenta propia, de ejercicio de su actividad); en particular, a un aumento de la inseguridad y la incertidumbre que podría haber impulsado en estas clases la preferencia por políticas de protección social y redistribución que clásicamente son uno de los componentes definitorios de la izquierda.
La segunda vía se centraría en el análisis de la diversidad de significados del eje izquierda-derecha, que, en cuanto esquema formal que permite a los individuos orientarse en el espacio político y situarse en relación con distintos objetos, tiene la capacidad de incorporar y reducir a una dimensión única contenidos de muy diversa naturaleza. Más concretamente, el argumento sería que la escala izquierda-derecha tiene sentidos significativamente diferentes para los individuos pertenecientes a distintas clases; que la dimensión distributiva y de protección social tiene una mayor relevancia para dar cuenta de las ubicaciones en esa escala de la clase obrera, mientras que la dimensión cultural y la contraposición autoritario/libertario tienen una mayor influencia sobre las ubicaciones de los profesionales y empleados no manuales, y que esa heterogeneidad ha aumentado a lo largo del tiempo.
Finalmente, se podría interpretar los cambios que hemos registrado como el resultado acumulado de desplazamientos ideológicos muy localizados temporalmente y que responden directamente a factores políticos de corto plazo. Desde esta perspectiva, las clases responderían a las políticas gubernamentales y los discursos y apelaciones que reciben de los partidos, modificando su posición ideológica en consecuencia. Algunos de esos cambios se invertirían en momentos posteriores, dando lugar a movimientos oscilatorios, a menudo comunes a todas las clases, pero otros cristalizarían en una nueva posición estable de determinadas clases, a la cual se podrían añadir cambios de igual sentido producidos por el mismo tipo de factores en nuevos contextos.
De modo un tanto irónico, si esta última explicación fuese válida, nuestro énfasis inicial en la importancia de estudiar las preferencias de las clases desde la perspectiva de la demanda acabaría desembocando en una reafirmación de la capacidad de los factores de oferta política para reconfigurar esas preferencias. Pero determinar si ello es así o no y, en general, si alguna de las tres explicaciones que apuntamos puede dar cuenta satisfactoriamente de los cambios ideológicos que hemos identificado, es materia de otro trabajo.
Notas[Subir]
| [1] |
Por supuesto, esto no impide reconocer que los factores «de oferta» mencionados influyen
también en las posiciones e identidades ideológicas de los individuos, que tienen
un importante «componente partidista» ( Medina, L. (2015a). Izquierda y derecha en España. Un estudio longitudinal y comparado. Madrid: Centro de Investigaciones Sociológicas.Medina, 2015a, Medina, L. (2015b). Partisan supply and voters’ positioning on the left-right scale
in Europe. Party Politics, 21 (5), 775-790. Disponible en:
|
| [2] |
Según las encuestas poselectorales del CIS, los profesionales y directivos y los empleados no manuales, tomados conjuntamente, supusieron el 45 % de los votantes de Podemos y sus confluencias en 2015 y el 47 % de los de Unidos Podemos en 2016. El peso de estas clases entre los votantes de Ciudadanos fue todavía mayor: 52 % en 2015 y 54 % en 2016. Las cifras correspondientes a los partidos tradicionales fueron 37 % y 33 % para el PP; y solo 27 % y 29 % para el PSOE. La sobrerrepresentación de los profesionales y no manuales en las acciones del 15M se pone de manifiesto en los datos de la encuesta poselectoral de 2011: pertenecía a ellas el 53 % de los entrevistados que declaraban haber participado en alguna actividad de aquel movimiento, casi veinte puntos más que su peso en el total de la muestra (34 %). En cuanto al perfil ideológico atribuido por los ciudadanos a los nuevos partidos, las medias obtenidas en las encuestas poselectorales de 2015 y 2016 son de 2,19 y 2,13 para Podemos y 6,63 y 6,45 para Ciudadanos. |
| [3] |
Los datos de las encuestas poselectorales han sido ponderados para ajustar la distribución del recuerdo de voto al resultado real de las elecciones. |
| [4] |
De este modo, el esquema usado en los análisis preliminares distingue las siguientes clases: I, profesionales y directivos de nivel alto (clase de servicio alta, en la terminología de Goldthorpe, aunque, insistimos, excluyendo a los empresarios con ocupaciones no profesionales); II, profesionales y directivos de nivel bajo (clase de servicio baja); IIIa, empleados no manuales de rutina de nivel alto; IIIb, empleados no manuales de rutina de nivel bajo; IVa, empresarios de todos los sectores, salvo agrarios; IVb, autónomos de cualquier sector, salvo agrarios; IVc, agricultores y ganaderos; V, supervisores de trabajadores manuales; VI, trabajadores manuales cualificados, y VIIab, trabajadores manuales no cualificados y trabajadores agrarios. |
| [5] |
Por esta razón, la evolución del tamaño relativo de las clases en nuestra serie de datos no refleja directamente y de manera proporcionada los cambios en la estructura de la población ocupada, ya que estos quedan atenuados por la huella de la estructura ocupacional pasada en la actual población jubilada o dependiente de los jubilados y están moderados por factores demográficos. |
| [6] |
Los detalles de la operacionalización de los esquemas de clase utilizados están a disposición de los lectores interesados. También un análisis descriptivo del impacto de los cambios de clasificación sobre el tamaño estimado de las clases. |
| [7] |
Estas medias ajustadas o «medias marginales estimadas» resultan de calcular la media ideológica para cada clase a partir de los coeficientes del modelo de regresión lineal, atribuyendo a todas las clases la misma composición sociodemográfica, educativa y sectorial, coincidente con la del conjunto de la muestra en cada momento temporal. Es decir, la media ajustada de la ideología para una clase determinada es la suma de la constante del modelo, el coeficiente de la variable ficticia que identifica a esa clase, y, para cada variable de control, el producto de su coeficiente por su media en la muestra. |
| [8] |
En los gráficos 2, 3, y 4, los paneles A y B contienen en realidad la misma información, en un caso (A) presentando conjuntamente todas las clases, para facilitar la comparación de sus posiciones, y en el otro (B), presentándolas por separado, a fin de que sea más fácil visualizar su trayectoria. Para este fin, en el panel B se incluyen líneas de tendencia correspondientes a la ecuación polinómica que, con carácter general, proporciona el mejor ajuste a los datos, que resultó ser de sexto orden. Por otra parte, es importante reparar en la escala de los gráficos: el eje vertical abarca solo dos puntos de la escala izquierda-derecha, es decir, un quinto de su recorrido. Esto permite captar mejor las diferencias entre clases y los cambios que han sufrido, pero puede inducir a percibirlos de modo magnificado. Téngase en cuenta que la mayor diferencia entre clases registrada en nuestros datos es de 1,35 puntos (la distancia que separaba a los propietarios y los obreros cualificados en 1989). |
| [9] |
Una manera sencilla de hacer balance del alcance de los cambios registrados es calcular la desviación típica de las medias de las clases en cada punto temporal. Para las cinco clases, se observa entonces una disminución desde valores en torno a 0,5 en 1986 y 1989 a valores próximos a 0,25 entre 2008 y 2015, cuando la heterogeneidad de las clases alcanza su nivel mínimo, aunque al final de la serie se da un cambio en sentido contrario, con una desviación típica de 0,34. Pero lo más destacable es que si el cálculo se hace para cuatro clases, excluyendo a los propietarios, se pasa de desviaciones típicas de alrededor de 0,40 a finales de los ochenta una de 0,03 en 2016. Parece clara la existencia de un proceso de erosión de las diferencias hasta hacerlas despreciables (aunque alguien que adoptase una posición marxista clásica podría interpretarlo como un proceso de polarización entre capitalistas y trabajadores asalariados). |
| [10] |
Las líneas verticales rojas en el gráfico delimitan las legislaturas; las grises señalan los momentos en que se cambió la clasificación de ocupaciones originalmente utilizada en la codificación de la ocupación. |
| [11] |
Esto es especialmente claro en las legislaturas 2000-2004 y 2011-2015, cuando todas
las clases se mueven hacia la izquierda, y 2008-2011, en la cual todas se mueven
a la derecha en mayor o menor medida. Parece una confirmación de la tesis de que las
orientaciones ideológicas a largo plazo se modulan en función de la evaluación del
desempeño del partido en el Gobierno ( Torcal, M. y Medina, L. (2002). Ideología y voto en España, 1979-2000: los procesos
de reconstrucción racional de la identificación ideológica. Revista Española de Ciencia Política, 6, 57-96.Torcal y Medina, 2002). Como alternativa (o complemento) a esta interpretación en clave de valencia, también
se puede ver este movimiento oscilatorio como una manifestación de la dinámica típica
del «policy mood» en la opinión pública, consecuencia de la acción de un mecanismo
termostático de reacción o compensación respecto de las políticas del Gobierno en
cada momento, debido esencialmente a que el apoyo de los ciudadanos a la expansión
de la intervención pública aumenta o disminuye a medida que esta se aproxima a un
nivel indeseablemente bajo o alto ( Stimson, J. A. (1999). Public Opinion in America: Moods, Cycles, and Swings. Boulder: Westview Press.Stimson, 1999; 2004; Wlezien, C. (1995). The Public as Thermostat: Dynamics of Preferences for Spending.
American Journal of Political Science, 39 (4), 981-1000. Disponible en:
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| [12] |
El cálculo de desviaciones típicas de las medias de las clases deja muy clara la confluencia. Para todas las clases, los cambios son pequeños, con un máximo de 0,33 al principio de la serie, un mínimo de 0,2 en 2006 y 2007, y un retorno a valores próximos a 0,3 en 2016 y 2017. Pero lo importante es que si se prescinde de los propietarios, hay un fuerte descenso desde 0,25 en 1996 hasta un mínimo de 0,03 en 2014. |
| [13] |
Puede tener interés señalar que a una parecida convergencia se llegó en Italia casi en el mismo período, aunque ello fue resultado de un proceso de cambio radicalmente distinto. En el caso italiano, se produjo un desplazamiento hacia la derecha, que, aunque afectó a todas las clases, lo hizo con desigual intensidad: fue particularmente intenso en los obreros y la «pequeña burguesía urbana» y bastante menor en la «clase media asalariada» ( Pisati, M. (2010). Voto di classe. Posizione sociale e preferenze politiche in Italia. Bologna: Il Mulino.Pisati, 2010). Esta es una buena ilustración de los peligros a los que se expone quien infiera la existencia de procesos causales comunes a partir de resultados que son semejantes cuando se los considera en un nivel de abstracción tan alto como el que comportan los términos «convergencia» o «desalineamiento». |
| [14] |
Una vez más, el cálculo de la desviación típica de las medias de las clases puede ser útil. Haciéndolo para las seis clases, se parte de un máximo de 0,34 en 1997 a un mínimo de 0,22 en 2007, para volver a encontrar valores semejantes a los iniciales al final de la serie: 0,32 en 2016. Prescindiendo de los propietarios, se pasa de 0,30 en 1996 a un mínimo de 0,12 en 2008, pero se vuelve a valores en torno a 0,2 en los últimos años, es decir, algo muy distinto de lo que encontrábamos cuando considerábamos a los profesionales como una sola clase. La disminución de la heterogeneidad ideológica solo alcanza una intensidad semejante a la que mostraban los datos de los gráficos 1 y 2 si en el cálculo se prescinde también de los profesionales socioculturales (la desviación típica pasa de 0,33 en 1996 a 0,12 en 2016, tras llegar a un mínimo de 0,06 en 2008) y, sobre todo, si se hace el cálculo únicamente para las dos clases de obreros y los empleados no manuales (se pasa entonces de 0,22 en 1996 a 0,04 en 2016). |
| [15] |
Están a disposición de los lectores gráficos complementarios correspondientes a los modelos estimados en las encuestas poselectorales y en la serie de barómetros con un esquema de cinco clases, es decir, manteniendo una sola clase de profesionales y directivos. Las conclusiones que se siguen de ellos son esencialmente las mismas que se deriva del examen del gráfico 4. |
| [16] |
Además, hemos reestimado los modelos 1 y 2, añadiendo una serie de variables ficticias que identifican cada una de las legislaturas del período estudiado. De este modo, se trata de deslindar dos posibles componentes del cambio de las ubicaciones ideológicas: uno común a todas las clases y de carácter oscilatorio, debido a un «efecto de legislatura», y uno lineal específico de cada clase, que refleja el desplazamiento de sus preferencias ideológicas a largo plazo. Estos modelos, cuyos resultados se pueden solicitar a los autores, no llevan a modificar las conclusiones extraídas de los presentados y comentados en el texto. |
| [17] |
Los resultados obtenidos con el esquema de cinco clases están a disposición de los lectores interesados. |
| [18] |
Todos los cálculos están hechos a partir de los coeficientes sin redondear. De ahí que, como ocurre aquí para los dos tipos de profesionales, pueda haber una pequeña diferencia entre los cambios estimados para dos clases a pesar de que sus coeficientes redondeados a tres decimales sean iguales; o que, a la inversa y como pasa en nuestro caso con los propietarios y los obreros cualificados, se pueda obtener el mismo cambio en el conjunto del período a partir de coeficientes que parecen distintos pero lo son casi exclusivamente debido al redondeo. Téngase en cuenta, además, que el coeficiente de «trimestres» representa la tendencia de cambio de la categoría de referencia (propietarios) y que para calcular la tendencia de cambio absoluta de cualquier otra clase se debe sumar ese coeficiente al de la correspondiente interacción tiempo-clase. |
| [19] |
Vale la pena detenerse en la información que aportan las interacciones entre clase y generación, tanto en aquellos casos en los que anulan los coeficientes de la tendencia de cambio como en los que no. Lo hacen en el caso de los propietarios porque las generaciones más recientes de esta clase son algo menos conservadoras que las más viejas, mientras que entre los obreros ocurre lo contrario: cada generación está un poco más a la derecha que la anterior. La única y bastante notable diferencia existente entre generaciones de profesionales socioculturales es la que se da entre la nacida antes de 1940 y todas las demás (siete décimas); es suficiente para rebajar el coeficiente de cambio lineal de esta clase. También en los «otros profesionales y directivos» la cohorte más antigua se sitúa a la derecha de las demás, con algunas diferencias entre estas. Finalmente, en los empleados no manuales todas las cohortes son más izquierdistas que la nacida antes de 1940, pero las posteriores a 1960 se ubican ligeramente a la derecha de la de nacidos entre 1940 y 1959. |
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