Los determinantes electorales y partidarios de la beligerancia popular en las provincias argentinas, 1993-2007*

The electoral and partisan determinants of popular contention in the Argentine provinces, 1993-2007

 

JORGE MANGONNET

Columbia University, Estados Unidos jgm2159@columbia.edu

MOISES ARCE

University of Missouri, Estados Unidos arcem@missouri.edu

* Artículo aceptado para su publicación el 31 de mayo de 2017.

La literatura que versa sobre la relación entre instituciones y ciclos de beligerancia popular en América Latina afirma que democracias con instituciones políticas débiles son más propensas al conflicto social. Sin embargo, esta literatura se limita a hacer comparaciones entre países y no explica las variaciones territoriales de la protesta social que existen al interior de un mismo régimen democrático. Asimismo, la misma se concentra en factores macroinstitucionales y omite los incentivos de élites políticas y partidos políticos para desmovilizar o fomentar episodios de protesta. Nuestro artículo aborda estas problemáticas y examina los determinantes electorales y partidarios de la protesta en las veintitrés provincias argentinas y la Ciudad de Buenos Aires en 1993-2007. Los hallazgos de nuestro análisis empírico revelan que los incentivos electorales de la competencia política provincial y el rol del peronismo en la oposición modelan los patrones geográficos de la protesta a nivel subnacional.

Palabras clave
protesta social – competencia electoral – peronismo – política subnacional – Argentina

Abstract

A body of literature on the relationship between institutions and cycles of popular contention in Latin America stresses that democracies with weak political institutions are more prone to social conflict. However, this literature is limited to cross-country comparisons and does not explain the territorial variations of protest activity within the same democratic regime. Moreover, it focuses on macro-institutional factors and overlooks the incentives of political elites and political parties to demobilize or encourage episodes of protest. Our article addresses these issues and examines the electoral and partisan determinants of societal protest in Argentina’s twenty-three provinces and the City of Buenos Aires in 1993-2007. The findings of our empirical analysis reveal that the incentives created by provincial electoral competition and the influence of the Peronist Party as an opposition party both shape the geographic unevenness of subnational protest activity in the country.

Keywords
societal protest – electoral competition – Peronist Party – subnational politics – Argentina

I. Introducción

En el presente artículo examinamos los determinantes electorales y partidarios de la protesta social en las provincias argentinas. Más específicamente, analizamos cómo la competencia electoral y la rotación entre oficialismo y oposición en la gobernación afectan los niveles de protesta subnacional. Nuestro argumento principal sostiene que altos índices de competencia política reducen los actos de protesta ya que los gobernadores son más sensibles a atender las demandas de aquellos sectores proclives a movilizarse. A su vez, cuando el Partido Justicialista (PJ) pasa a ser oposición, argumentamos que la protesta social aumenta. Dados sus vínculos históricos con estratos populares pasibles de ser movilizados, esperamos que el peronismo despliegue masas de manifestantes en las calles con mayor frecuencia como estrategia de lucha contra el oficialismo que compensa la pérdida de acceso a las instituciones del Ejecutivo provincial. En línea con aportes recientes al estudio de la protesta en Argentina (por ejemplo, Auyero, 2007 o Moseley, 2014), nuestros hallazgos ponen de manifiesto la asociación intrínseca que existe entre la política convencional de las instituciones democráticas (como las elecciones y los sistemas de partidos) y la beligerancia popular en Argentina.

La literatura que versa sobre la relación entre instituciones, partidos y protesta en América Latina anticipó que, una vez consolidado el régimen democrático, los arreglos institucionales del sistema político se encargarían de dirimir el conflicto social (Eckstein, 2001; Hipsher, 1996). Períodos de elevada movilización popular —como aquellos ocurridos en Chile a principios de los ’70 o Argentina en 1983— solían ser presagios de ruptura que daban paso a un cambio de régimen en cualquier dirección, ya sea como transición democrática o retroceso a un orden autoritario. Los cientos de episodios de protesta sucedidos en los ’90 y primera década del nuevo milenio, no obstante, mostraron que estabilidad democrática y acción colectiva contenciosa coexisten en muchos países latinoamericanos. Frente a este interrogante, un grupo de autores ha puesto el foco en la «calidad» de las instituciones (véase Machado, Scartascini y Tommasi, 2009). Ciudadanos en sociedades con partidos políticos fuertemente arraigados y sistemas de partidos institucionalizados son menos propensos a tomar las calles para vociferar sus demandas. En cambio, la protesta es la regla donde los partidos están atomizados y fragmentados.

Sin embargo, al menos en el caso argentino, este enfoque resulta insuficiente para explicar la protesta en dominios provinciales por dos motivos. Primero, el mismo se reduce a hacer comparaciones entre unidades nacionales e ignora la enorme variación subnacional que ocurre al interior de los países. Como diversos escritos han demostrado (por ejemplo, Auyero, 2001, 2002; Favaro, Iuorno y Cao, 2004; Mangonnet, 2001; Murillo y Ronconi, 2004), desde comienzos de los ’90 se observa que la protesta social en Argentina ha estado marcada por fuertes asimetrías territoriales, con provincias regularmente disruptivas y otras sumidas en contextos de relativa calma social. Es decir, estos estudios son presa de «sesgos nacionales» que ignoran «variaciones y complejidades existentes dentro de cada nación» (Snyder, 2009, p. 288). Asimismo, como afirman Calvo y Escolar (2005, p. 92), la proliferación de candidaturas presidenciales como también una mayor fragmentación partidaria nacional (particularmente partir de la crisis política de 2001) se contrastan con los «notables rasgos de continuidad política e institucional» de las provincias, por lo que un argumento que subraye la debilidad de las instituciones argentinas resulta limitado para explicar la variación subnacional de la protesta. Segundo, al concentrarse en las condiciones macroinstitucionales se pasa por alto el papel que juega la agencia política en el conflicto social (Goldstone, 2003). En especial, no se presta una adecuada atención a los incentivos que tienen actores centrales como las élites políticas o los partidos políticos para hacer un uso estratégico de la protesta, ya sea fomentándola o desactivándola según la coyuntura que se presente.

Nos proponemos explicar los patrones geográficos de la protesta en las 23 provincias argentinas y la Ciudad de Buenos Aires entre 1993 y 2007. Tal como sugieren Gibson y Suárez-Cao (2010), Argentina es un mosaico de distintos regímenes políticos provinciales donde la competitividad electoral y el poder de los actores políticos provinciales varían considerablemente. Estas condiciones hacen que Argentina sea un laboratorio idóneo para examinar las dinámicas electorales y partidarias de la beligerancia popular. Este ciclo beligerante comienza con el violento estallido de Santiago del Estero (también conocido como Santiagazo) y concluye con la presidencia de Néstor Kirchner, momento en el cual la protesta se afianza como mecanismo «normal» de participación política en el país (Moseley, 2014). Los resultados de nuestro análisis empírico confirman nuestras expectativas teóricas respecto del rol de la competencia electoral y el PJ en la oposición como factores claves en el desarrollo de la protesta a escala provincial. Los resultados se mantienen robustos incluso cuando controlamos por desempleo, variable socioeconómica que la literatura (Auyero, 2002; Delamata, 2002; Svampa y Pereyra, 2003) ha tildado como crucial a la hora de explicar la intensidad de la protesta social en Argentina durante el período.

El resto del documento se organiza de la siguiente manera. En la segunda sección realizamos un breve repaso de la protesta social en Argentina en los años examinados. Luego, introducimos nuestro marco teórico. En cuarto lugar, presentamos los datos y métodos utilizados en el análisis estadístico y discutimos los resultados. Concluimos en el último apartado.

II. Protesta y democracia en Argentina

La beligerancia popular como fenómeno político en Argentina ha tenido un papel trascendental en los principales acontecimientos del último medio siglo. Previo a la última restauración democrática, movilizaciones populares crecientes conllevaban la interrupción del sistema democrático y solían legitimar la conformación de coaliciones cívico-militares como la que gobernó durante el Proceso de Reorganización Nacional (1976-1983). Del mismo modo, picos de revueltas populares derivaron en el colapso de regímenes autoritarios, como por ejemplo aquél que puso fin a la Revolución Argentina (1966-1973) y trajo a Juan Domingo Perón de regreso a la presidencia.

Argentina transitó exitosamente a la democracia en 1983, convirtiéndose en un paradigma de consolidación democrática (Schamis, 2002) e institucionalización del sistema de partidos (Mainwaring y Scully, 1996) en ciencia política. A pesar de estos logros en el plano institucional, la democracia argentina ha sido ampliamente reconocida como un «verdadero paisaje de insurgencia colectiva» (Auyero, 2002, p. 187). Cortes de rutas nacionales y provinciales, cacerolazos, acampes, ollas populares o asambleas barriales fueron, en sus comienzos, formas poco comunes de movilización popular para luego configurarse como instrumentos cotidianos de participación política como las campañas electorales o afiliarse a un partido político (Moseley y Moreno, 2010). Asimismo, la protesta se consagró como nuevo «poder moderador» de gobiernos electos (Hochstetler, 2006). Es decir, surge como herramienta de accountability social cuya función es «monitorear el comportamiento de funcionarios públicos, exponer y denunciar actos ilegales de éstos [e] imponer sanciones simbólicas» a través de distintos movimientos sociales y organizaciones de la sociedad civil (Peruzzotti y Smulovitz, 2002, p. 32). Finalmente, en su caso más extremo, las manifestaciones callejeras dejaron de desestabilizar regímenes para ahora desestabilizar gobiernos (Pérez-Liñán, 2009). Eventos de protesta fueron decisivos en las renuncias presidenciales de 2001-2002 y forzaron numerosas intervenciones federales que removieron a gobernadores impopulares de sus cargos.

Haciendo un breve repaso por la literatura sobre protesta en Argentina es posible destacar cuatro instancias críticas en este ciclo de protesta —véase, por ejemplo, Auyero (2002), Favaro, Iuorno y Cao (2004), Giarracca (2001), Garay (2007), Levitsky y Murillo (2005), Scribano y Schuster (2001) o Svampa y Pereyra (2003)—. Primero, la rebelión del Santiagazo en 1993, la cual dio inicio a la ola de protestas en las provincias periféricas del interior. Segundo, los cortes de ruta en las localidades petroleras de Neuquén en 1996, considerados fundacionales para el surgimiento del movimiento de desocupados, también conocido como «movimiento piquetero.» Tercero, los sucesos de la denominada plaza del aguante en Corrientes en 1999 que, dos años más tarde, culminarían en el Argentinazo —popularizando el lema «que se vayan todos»— de diciembre en la Ciudad de Buenos Aires contra el entonces presidente Fernando de la Rúa. Por último, el ascenso de Néstor Kirchner a la presidencia en 2003, derivando en el forjamiento de movimientos de desocupados a nivel nacional, la cooptación de algunos de sus liderazgos más influyentes y la determinación concreta por parte del Ejecutivo nacional de no reprimir la protesta social.

Gráfico 1
Hechos de rebelión por año en Argentina, 1993-2007

Fuente: Elaboración propia según datos de Pimsa.

El Gráfico 1 muestra los valores anuales de protesta en el país entre 1993 y 2007. Como indicador general de protesta, utilizamos la cantidad de «hechos de rebelión» que compila el Programa de Investigación del Movimiento de la Sociedad Argentina (Pimsa) para el período estudiado. Pimsa define a estos actos como todo «hecho colectivo llevado a cabo por personificaciones de categorías económicas, sociales o políticas, dirigido contra alguna expresión del estado de cosas existente» (Pimsa, 2007, s/p)¹.

El hecho de rebelión tiene la ventaja de ser una conceptualización amplia de la protesta. No se limita únicamente a acciones de protesta contra el Estado (lo que se denomina «antigubernamentales»), que utilicen ciertas técnicas de protesta (por ejemplo, cortes de ruta, ollas populares o huelgas) o que sean llevadas a cabo por actores subalternos o de bajos ingresos en la estructura social (como pueden ser trabajadores desocupados o informales). Para más información sobre el concepto de hecho de rebelión y sus referencias en la literatura, refiérase a Pimsa (2007).

Como puede observarse, los niveles de protesta parecen aproximarse a los momentos descriptos, emergiendo ascendentemente a partir de 1993, con picos en 1996-1997 y 1999-2002 para luego menguar y estabilizarse hacia 2005-2007. Como afirman Collier y Handlin (2009), esto evidencia las mayores oportunidades políticas que la democracia ofreció a nuevos actores sociales y formas de resistencia popular.

Gráfico 2
Hechos de rebelión cada cien mil habitantes por provincia, 1993-2007

Fuente: Elaboración propia según datos de PIMSA e INDEC. Las cinco categorías de la escala son en base a los quintiles.

 

Sin embargo, cabe aclarar que estas protestas no se esparcieron uniformemente en el territorio nacional. Si bien coincidimos con la noción de «normalización» de la protesta social en Argentina que varios autores (Lodola y Seligson, 2011; Moseley, 2014; Moseley y Moreno, 2010) han expuesto recientemente, no queda claro por qué la protesta parece ser más «normal» en algunas regiones o provincias que en otras (Arce y Mangonnet, 2013). De acuerdo a Auyero (2001, pp. 34-35), «la beligerancia puede ocurrir con más frecuencia en algunas regiones y durante ciertos períodos de tiempo» y, en Argentina, «hay un creciente cuerpo de evidencia que apunta a los patrones espaciales y temporales de [la] protesta». Utilizando los datos de Pimsa y del Instituto Nacional de Estadísticas y Censos (Indec, http://www.indec.gob.ar/), el Gráfico 2 mapea la cantidad total de hechos de protesta per cápita (cada cien mil habitantes por provincia) para el período de análisis. Por ejemplo, los eventos de protesta han sido cuantiosos en provincias patagónicas como Santa Cruz, Tierra del Fuego y Neuquén, donde los hechos de rebelión per cápita están por encima de la media (92,5) con 165, 143 y 139, respectivamente. En cambio, los hechos de rebelión per cápita están debajo de la media en Buenos Aires, Córdoba y San Juan, con 37, 34 y 32, respectivamente.

¿Qué factores explican esta variación subnacional de la beligerancia popular? ¿Por qué la protesta social surge con más frecuencia en algunas provincias y regiones del país? ¿Por qué distritos relativamente similares, en el marco de un mismo régimen democrático nacional, exhiben distintos niveles de conflicto?

III. Competencia electoral y peronismo opositor

En este ciclo beligerante, elecciones, partidos y protesta han ido de la mano. Visiones canónicas de sociología política solían definir a la protesta social como algo propio de outsiders; esto es, como un fenómeno que iba «por afuera» de los canales tradicionales del sistema político (Jenkins, 1995; Melucci, 1989). También se han dicho que ciertos tipos de protesta, como los disturbios o los saqueos, suelen ser «espontáneos», instantes fugaces de rabia popular que reflejan las tensiones subyacentes de una determinada sociedad (véase Wilkinson, 2004). Pero en Argentina, las formas institucionalizadas y no institucionalizadas de participación política han estado estrechamente relacionadas. Partidos políticos y funcionarios públicos planifican protestas (en ocasiones, con semanas de anticipación), reclutan manifestantes y discuten repertorios de protesta. A la vez, el reparto de apoyos electorales marca el ritmo de la protesta en las calles. En este trabajo, ponemos el acento en dos factores en particular para explicar la protesta a nivel provincial: la incertidumbre que conlleva la competencia política y el rol del peronismo como agente de movilización de los sectores populares.

En primer lugar, varios autores concuerdan en que existen múltiples regímenes electorales en las provincias argentinas. O’Donnell (1993, p. 74), por ejemplo, señaló que la transición democrática ha sido territorialmente despareja, con «áreas marrones» —es decir, enclaves que obran en base al «personalismo, amiguismo, prebendalismo y clientelismo»— con «sistemas de poder privado» donde habitan elementos democráticos y autoritarios. Haciendo eco del trabajo de O’Donnell, Gibson (2007, p. 166) sostuvo que la transición en Argentina ha sido opacada por una «distribución territorial irregular de las prácticas e instituciones de la democracia» en varias provincias. Gibson y Suárez-Cao (2010) muestran que la estructura de la competencia política provincial varía enormemente, con provincias altamente competitivas (como Mendoza o Córdoba) y otras poseedoras de sistemas de partidos hegemónicos (Santiago del Estero, La Rioja o Santa Cruz). Esto reafirma la idea de Calvo y Escolar (2005, p. 99) de que «cada provincia tiene su sistema político propio».

Escenarios competitivos acrecientan el riesgo de salida del poder, haciendo que el partido gobernante responda con más celeridad a las necesidades de los votantes y adopte políticas públicas que puedan satisfacer sus demandas con el propósito de mantenerse en el cargo (Griffin, 2006; Hobolt y Klemmensen, 2008). A nivel subnacional, más competitividad ha estado asociada a una mayor inversión pública en educación (Hecock, 2006), mejores políticas de transferencias de ingresos (Bonvecchi, 2008), reformas institucionales que incrementan la transparencia del sector público (Berliner y Erlich, 2015) o mayor protección y presencia policial para resguardar sectores vulnerables (Wilkinson, 2004). De hecho, Wilkinson muestra cómo la competencia electoral a nivel municipal en India redujo las revueltas interreligiosas a causa de los bienes públicos (empleo en el sector público, escaños en el concejo local, protecciones legales tradiciones culturales, etc.) que se les otorgaron a minorías étnicas. Siguiendo este razonamiento, se esperaría que una alta competencia electoral incentive una mayor capacidad de respuesta por parte los gobernadores provinciales hacia las necesidades del electorado, adoptando políticas con potencial para prevenir o desactivar focos de protesta. Así, formulamos la primera hipótesis de nuestro trabajo.

Hipótesis 1: Cuanto mayor es la competencia electoral en una provincia, menores serán los actos de protesta

Es pertinente recordar que los territorios menos competitivos fueron donde los episodios más emblemáticos de protesta popular tuvieron lugar en el período bajo investigación, como las puebladas de Cutral Có y Plaza Huincul en Neuquén². La desocupación galopante, la cancelación de un contrato que estipulaba la construcción de una planta de fertilizantes y las demandas incesantes de «fuentes de empleo genuinas» crearon condiciones propicias para que, en junio de 1996, miles de manifestantes instalen un piquete multitudinario en la ruta provincial 22³. Sin embargo, como sugieren los trabajos de Auyero (2002) y Favaro, Iuorno y Cao (2004), la política provincial fue el detonante del conflicto. El entonces gobernador, Felipe Sapag, del Movimiento Popular Neuquino (MPN), había sido electo tan sólo un año antes con el 61,16 por ciento de los votos; su perseguidor, el PJ, apenas sacó el 14,39 por ciento. La aparente falta de respuesta del gobierno provincial a la situación de emergencia social que reinaba en el distrito, los intentos frustrados de formar una alternativa opositora entre el peronismo y otras fuerzas políticas en un escenario de fragmentación partidaria, y el manejo «en piloto automático» de la política provincial por parte del MPN fueron el caldo de cultivo para las puebladas de 1996-1997.

En segundo lugar, una vasta literatura ha demostrado que los partidos con más afinidad hacia movimientos sociales a menudo ofrecen oportunidades políticas a los gobernantes para tejer alianzas y ejercer un control más discrecional sobre las estrategias de protesta (Goodwin, 2001; Van Dyke, 2003). Estas conexiones facilitan importantes intercambios políticos y permiten articular intereses comunes entre funcionarios del gobierno y grupos movilizados, lo que afecta las expectativas de los actores sobre el uso de la protesta (Murillo y Ronconi, 2004).

Las dos fuerzas políticas de proyección nacional en Argentina, el PJ y la centenaria UCR (Unión Cívica Radical), son quienes han controlado la mayoría de las gobernaciones desde 1983⁴. A pesar de que en las últimas décadas la organización de ambos partidos se ha visto seriamente debilita-

Refiérase a la investigación de Auyero (2002) para un análisis minucioso de este episodio.

Véase La pueblada en Cutral Có y Plaza Huincul, veinte años después (Río Negro, 24/

06/2016) y Pueblada en Cutral Có por falta de trabajo: 20.000 vecinos chocaron con

Gendarmería (Clarín, 26/06/1996).

Aunque existen partidos, facciones o coaliciones de partidos provinciales han sabido desafiar a estos partidos en varias provincias del interior, la UCR y el PJ han ejercido un dominio casi indiscutido sobre las gobernaciones, las legislaturas provinciales y, en menor media, los gobiernos municipales (Jones y Hwang, 2007).

da, peronistas y radicales aún mantienen profundas raíces en la sociedad argentina, especialmente el PJ (Levitsky, 2005; Torre, 2003). Los radicales han sido reconocidos como un partido del tipo electoral-profesional, representante de la clase media y con mayor presencia en la Ciudad de Buenos Aires y las capitales provinciales. Por su parte, el peronismo es una organización política de masas con vínculos informales y más bien de índole cultural —aunque históricamente poderosos— con los sectores populares. El PJ ha tenido una importante ventaja comparativa sobre los partidos no peronistas al establecer amplios lazos con sectores populares en disponibilidad para ser movilizados, tales como sindicatos (Etchemendy, 2004), trabajadores informales y de bajos ingresos (Calvo y Murillo, 2008) y, más recientemente, agrupaciones de desocupados (Garay, 2007; Svampa y Pereyra, 2003). Recientes contribuciones sobre política distributiva en Argentina (por ejemplo, Auyero, Lapegna y Poma, 2009; Szwarcberg, 2014) ofrecen abundante evidencia descriptiva sobre cómo punteros del justicialismo movilizan pobres y empleados municipales a marchas, actos proselitistas e, incluso, acciones ilegales de protesta.

Diversos estudios han investigado cómo los peronistas explotan estos vínculos informales para interpelar a actores de sectores populares con poder de movilización, dependiendo de si el PJ es oficialismo u oposición. Por un lado, dirigentes del peronismo apuntan a contener movimientos sociales sólo cuando el partido controla efectivamente el Poder Ejecutivo —gobernaciones provinciales, en nuestro caso—. Los aportes de Levitsky (2005) demuestran que vínculos informales con el sindicalismo le permitieron al PJ erosionar su relación con la militancia obrera, la misma supo ser una rama histórica del peronismo, y desmovilizar a la vieja guardia sindical en el marco de los programas de estabilización y reforma económica que Carlos Menem implementó durante los años ’90. Con posterioridad al retorno del PJ a la presidencia en 2002, esta misma ventaja coadyuvó inicialmente a que el presidente Eduardo Duhalde disperse protestas sociales que habían derrocado a su predecesor, el radical Fernando de la Rúa (Roberts, 2007). Garay (2007) también muestra que los esfuerzos del presidente Néstor Kirchner por incorporar a las agrupaciones piqueteras permitieron su paulatina cooptación. Algunos de estos grupos recibieron incentivos selectivos como la gestión de políticas de asistencia social e importantes cargos en la administración pública, modificando sus tácticas beligerantes iniciales contra el gobierno de Kirchner. El objetivo de Néstor Kirchner fue, según Garay (2007, p. 318), «poner fin a las protestas [y] movilizar votos» a favor de su gobierno. Así, en las provincias gobernadas por poderosos candidatos peronistas, movimientos de protesta tienden a ser cooptados (Gibson, 2007) y marchas públicas contra el gobernador son neutralizadas (Gervasoni, 2011). En este sentido, las provincias gobernadas por caudillos peronistas como Formosa, La Rioja, San Luis y Santiago del Estero experimentaron los niveles más bajos de protesta en comparación con el promedio.

Por otro lado, cuando el PJ abandona el gobierno y pasa a ser un partido de la oposición, la capacidad exclusiva para lidiar con sectores populares brinda incentivos a referentes del peronismo para coordinar protestas; en ocasiones, con el propósito de deteriorar las bases de apoyo y deslegitimar la imagen de políticos no peronistas que ahora están al mando. Una vez que el peronismo pierde el acceso privilegiado a las instituciones del Ejecutivo, recurrir al conflicto social opera como sustituto ante la falta de recursos públicos que trajo consigo la salida del poder. Es decir, la protesta funciona como una «tecnología política alternativa» (Scartascini y Tommasi, 2010). Durante las protestas que precipitaron la crisis de 2001, por ejemplo, Auyero (2007, p. 113) documentó cómo punteros «del partido y altos dirigentes de la administración peronista fueron (…) las mentes maestras detrás de los saqueos» al circular folletos y dar instrucciones en villas de emergencia. De este modo, cuando la UCR o una coalición no peronista controla el gobierno, los piqueteros u otros grupos organizados terminaron por «demoler» el ala no peronista del sistema de partidos (Roberts, 2007). Esta explicación es congruente con la práctica histórica del peronismo, solidificada a partir de 1955, de «desestabilizar el gobierno que esté en el poder, sea militar o civil» (Farinetti, 2010, p. 110)⁵, en particular cuando el PJ se convierte en un rival del espectro opositor. En suma, nuestra segunda hipótesis afirma lo siguiente.

Hipótesis 2: Cuando el peronismo está en la oposición, mayores serán los actos de protesta.

Cambios de mando en los que el peronismo se traslada a la oposición han estado seguidos de abruptas crecidas en la conflictividad social. Un ejemplo de ello es Santiago del Estero en 2006. Tras la intervención federal a principios de 2004 y la convocatoria de elecciones provinciales anticipadas en marzo de 2005, el PJ perdió la gobernación a manos del Frente Cívico y Social —el frente electoral radical en la provincia— por primera vez en casi sesenta años. Casi un año después, dos mil oficiales de la poli-

Esta perspectiva sostiene que, cuando determinados grupos políticos acuden a la protesta, esto no significa su exclusión política sino que han adquirido un importante acceso institucional al proceso político de tomas de decisiones y que, posteriormente, han sido removidos de sus cargos (Goodwin, 2001).

cía se acuartelaron y lanzaron una huelga en reclamo de mejoras salariales que puso en jaque a todo el aparato de seguridad de la provincia. El conflicto llevó a cientos de despidos y enfrentamientos violentos (incluso armados) entre manifestantes que apoyaban al nuevo gobernador, Gerardo Zamora, y los policías rebeldes. El gobernador Zamora, en aquella ocasión, afirmó que «ya no era un reclamo salarial, sino que es una cuestión que tiene otro trasfondo, ligado a resabios del juarismo» (en alusión al ex gobernador peronista, Carlos Juárez, depuesto por la intervención federal)⁶.

I V. Análisis estadístico

Para poner a prueba nuestras hipótesis, construimos una base de datos que incluye las veintitrés provincias argentinas más la Ciudad de Buenos Aires para los quince años comprendidos entre 1993 y 2007. La cantidad total de observaciones es 336. Con este enfoque comparativo subnacional nos proponemos corregir los sesgos nacionales que caracterizan a muchos de los estudios sobre protesta social en América Latina y comprender cómo conviven patrones de movilización y desmovilización en el marco de una misma unidad política federal.

I V. 1 Operacionalización

La variable dependiente, protesta, es la cantidad anual de «hechos de rebelión» (tal como se define en la sección II) que compila anualmente Pimsa, un importante centro de investigación abocado al estudio la protesta y movimientos sociales en el país. El mismo obtiene sus datos de reportes policiales y periódicos nacionales⁷. Hasta donde sabemos, esta es una de las tres fuentes que miden la protesta social por provincia y de manera anual en Argentina⁸.

Más policías se suman a la protesta en Santiago del Estero (La Gaceta, 10/09/2006). Las protestas son operacionalizadas como el número hechos de rebelión que acontecen en cada provincia durante cada día del año. Pimsa registra estos hechos desde el Santiagazo, en el mes de diciembre de 1993, utilizando las noticias de los cuatro diarios nacionales de mayor cobertura: Clarín, Crónica, La Nación y Página 12. Los datos pueden ser solicitados en http://www.pimsa.secyt.gov.ar

Las otras dos son el Centro de Estudios Nueva Mayoría (CENM) y la publicación La Economía Argentina, del Consejo Técnico de Inversiones (CTI). La ventaja de Pimsa respecto de estas otras dos fuentes es que no se limita a una acción de protesta o actor en especial. El CENM se enfoca únicamente en los cortes de ruta y vías públicas, mientras que el CTI sólo analiza huelgas y otras acciones de protestas de la economía formal.

Nuestra primera variable independiente es el nivel de competencia electoral provincial. Utilizamos el indicador de «competencia ejecutiva» de Gervasoni (2011, p. 591), proveniente de su análisis de democracia subnacional en Argentina. El mismo mide «las chances reales que tiene la oposición de derrotar al partido del gobernador». Es simplemente el valor 1 (uno) menos la proporción de votos válidos obtenidos por el partido o coalición gobernante en la primera vuelta de elecciones a gobernador. Los datos para la construcción de este indicador fueron obtenidos en el Atlas Electoral de Andy Tow (http://www.andytow.com). Valores más altos —esto es, más cercanos a uno— indican mayor nivel de competencia electoral. Como anticipamos en la hipótesis 1, a mayores niveles competencia por el Ejecutivo esperamos menores hechos de rebelión en una determinada provincia/año. La probabilidad de retener la gobernación decrece a medida que la competencia electoral se torna más pareja entre el partido de gobierno y la oposición. Cuando eso sucede, el gobierno es más sensible a atender las demandas del electorado y a implementar políticas públicas con el fin de apaciguar focos de conflicto y prevenir episodios de protesta que podrían dañar la reputación del gobernador. Por lo tanto, cuando los gobernadores afrontan desafíos electorales severos, la protesta debería disminuir. Por el contrario, gobernadores electos por mayorías abrumadoras —cuando competencia ejecutiva se aproxima a cero— tienen menos incentivos a responder a las necesidades de los votantes, fomentando actividades de protesta. El rango de esta variable va desde su nivel más alto de 70,23 para la Ciudad de Buenos Aires a principios de los 2000 hasta su valor mínimo de 9,92 para San Luis en 2003-2007⁹.

Segundo, prestamos atención al efecto de oposición peronista, una variable independiente dicotómica que asume el valor de 1 (uno) para gobernadores de la UCR o algún partido o coalición provincial de partidos no peronistas (por ejemplo, Cruzada Renovadora en Chaco, Partido Nuevo en Corrientes o Fuerza Porteña en la Ciudad de Buenos Aires) y el

Dos aclaraciones en relación a los valores de esta variable son relevantes. Primero, como la Ciudad de Buenos Aires solía pertenecer a la órbita del gobierno nacional y se convirtió en un distrito autónomo recién a partir de 1996, utilizamos el porcentaje de votos del partido del presidente en la legislatura municipal como un proxy para los años comprendidos entre 1993 y 1996. Segundo, debido a las intervenciones federales llevadas a cabo en algunas provincias (Catamarca en 1990, Tucumán en 1991, Corrientes en 1991 y 1999, y Santiago del Estero en 1993 y 2004), donde el gobernador provincial es depuesto y no hay candidatos locales que busquen retener el poder, los datos ausentes para esos años fueron reemplazados asignando los datos de la elección anterior a la intervención federal (por ejemplo, para la intervención federal de Corrientes en 1999-2001, usamos los porcentajes de la elección a gobernador de 1997).

valor de 0 (cero) para gobernadores del justicialismo¹⁰. Como esbozamos en la hipótesis 2, argüimos que las ventajas comparativas del PJ para cimentar vínculos con sectores populares han dado forma a una estrategia política de doble filo por la cual dirigentes peronistas pueden interactuar con actores beligerantes dependiendo de si el partido es oficialismo u oposición. En efecto, esta variable dummy aborda la dualidad del peronismo mientras se traslada del gobierno hacia el arco opositor, aplacando movimientos sociales cuando se halla en el gobierno provincial pero coordinando protestas y exhortando a sitiar las calles cuando deja el Ejecutivo y se convierte en oposición¹¹.

A modo alternativo, también examinamos factores relativos a calidad de las instituciones provinciales. En otras palabras, nos enfocamos en dos variables que capturan el grado de institucionalización del sistema de partidos en un distrito (véase Arce, 2010; Mainwaring, 2006). Primero, estimamos el efecto de la volatilidad electoral a nivel de la legislatura provincial —en la Cámara Baja, si la legislatura es bicameral—. Alta volatilidad sugiere que los partidos políticos son débiles y están pobremente institucionalizados, desconectados de la sociedad, por lo que debería incrementarse la protesta provincial. Operacionalizamos volatilidad de acuerdo al índice de Pedersen (1979), el cual provee una medida agregada de los cambios netos en el sistema de partidos resultantes de las transferencias individuales de votos de una elección a otra. El índice se calcula como la suma de votos que gana y pierde cada partido individual dividido por dos, produciendo una escala que varía de 0 a 100. Un puntaje de 0 significa que ningún partido ganó o perdió porcentajes de votos (partidos fuertes) y un puntaje de 100 quiere decir que todo el caudal de votos se fue a un nuevo partido o conjunto de partidos (partidos débiles). Segundo, evaluamos el impacto de la fragmentación partidaria que existe en legislatura. Un sistema de partidos más fragmentado dificulta la coordinación entre el gobernador y los legisladores, obstaculiza la aprobación de proyectos de ley provenientes del oficialismo y hace más ardua una respuesta rápida por parte del gobierno a las demandas más apremiantes de los votantes. En su defecto, una legislatura fragmentada es susceptible de aumentar el descontento social y, por ende, los actos de protesta. Medimos fragmentación con el número efectivo de partidos (NEP) que ocupan bancas en la legislatura. Los datos para ambas variables fueron descargados del Atlas Electoral de Andy Tow.

Por último, las variables de control son desempleo, producto bruto geográfico (PBG) per cápita y población. Para estas dos últimas utilizamos su logaritmo natural. La variable de desempleo refiere a la problemática socioeconómica más grave del periodo estudiado, la que debería estar positivamente correlacionada con la protesta provincial. PBG per cápita debería mitigar la privación material de la población y, en teoría, aminorar el conflicto social. Estas dos variables están rezagadas por un año para capturar apropiadamente los efectos macroeconómicos a largo plazo sobre la protesta. Finalmente, población busca controlar la posibilidad de que provincias más grandes experimenten mayores niveles de movilización en comparación con provincias más pequeñas¹².

Incluimos, asimismo, dos variables adicionales de protesta para controlar por la posible dependencia espacial y temporal de los ciclos beligerantes. Tarrow (2004), entre otros, argumenta que el conflicto social sigue un patrón cíclico en el cual las olas de protesta se dispersan rápidamente a través de múltiples territorios (las provincias, en este caso) y luego se repliegan de la misma manera. Para controlar por la dependencia espacial de la protesta social incluimos el promedio anual de protestas. Controlamos por la dependencia temporal añadiendo la variable dependiente de hechos de rebelión rezagada un año.

Las cifras de desempleo y población fueron obtenidas del Indec. Los datos del PBG provienen de las bases de datos del Consejo Federal de Inversiones (www.cfired.org.ar) los institutos de estadística provinciales.

 

Tabla 1
Estadísticas descriptivas

Variable	Media	Desvío estándar	Mínimo	Máximo
Protesta	69,23	152,34	0	1057
Competencia ejecutiva	47,30	10,32	7,92	70,23
Oposición peronista	0,39	0,49	0	1
Volatilidad electoral	24,76	15,33	2,08	87,44
Fragmentación partidaria	2,36	0,77	1,16	8,91
Desempleot-i	10,76	4,54	1,0	21,8
PBG per capita (log)t-i	3,87	0,29	3,41	4,68
Población (log)	5,89	0,45	4,90	7,17
Protesta (promedio anual)	66,054	47,01	6,25	139,96
Protestat-i	58,86	159,09	0	1057

Fuente: Elaboración propia según datos de Pimsa e Indec.

Todas las variables aquí descriptas se miden por provincia y por año. La Tabla 1 presenta las estadísticas descriptivas de cada una de ellas.

I V. 2 Estimación

Para testear empíricamente nuestras hipótesis, procedems a estimar un modelo de regresión binomial negativa, incondicional, de conteo de eventos. Para episodios de protesta Y en una provincia en particular i para el año t, nos basamos en el siguiente modelo:

Y_it = b₀+ CompEjec_it b₁ + OposicionPJ_it b₂+ X_it-1 + e_it,

donde CompEjec_it es el nivel de competencia ejecutiva; OposicionPJ_it es el indicador que mide si el PJ está en la oposición; X_it-1 es una matriz de variables de control, incluyendo aquellas rezagadas por un año como PBG per cápita, desempleo y protesta; y e_it es el término de error.

Los modelos de distribución binomial negativa utilizan un estimador de máxima verosimilitud que calcula la probabilidad de que una determinada clase de eventos (protestas o hechos de rebelión, en este caso) ocurra. Como estos modelos son aptos para variables dependientes con valores enteros y no negativos, la distribución de los mismos suele ser sesgada y discreta, produciendo errores estándar que no se distribuyen normalmente (Long, 1997). El test de dispersión y de bondad de ajuste indican que la distribución binomial negativa es el método más apropiado para nuestros datos¹³. A la vez, estimamos una variante incondicional con efectos fijos a los fines de controlar por heterogeneidades no observadas (o implausible de ser observadas) que afectan a las unidades de análisis¹⁴. Esto es, es necesario controlar por aquellos factores idiosincráticos que hacen que una determinada provincia sea más o menos proclive a experimentar actos de protesta. Llevamos esto a cabo mediante la inclusión de un conjunto de variables dicotómicas provinciales en todos los modelos de regresión —una por cada provincia, menos una¹⁵—. Dada la ausencia de independencia de las observaciones en cada provincia y a lo largo del período, computamos errores estándar robustos agrupados (clustered) por provincia.

I V. 3 Resultados

La Tabla 2 exhibe los resultados. El Modelo 1 estima el efecto de competencia ejecutiva sobre los niveles de protesta social. El Modelo 2 estima el efecto de oposición peronista. El Modelo 3 estima ambos. Los Modelos 4 y 5 incorporan las explicaciones alternativas sobre debilidad institucional: volatilidad electoral y fragmentación partidaria. El Modelo 6 estima el efecto de todas las variables. Todos los modelos incluyen los controles mencionados.

Acorde a lo previsto en la Hipótesis 1, la competencia electoral por la gobernación provincial hace a los políticos más receptivos a las demandas populares, disminuyendo los actos de protesta. Nuestros resultados muestran una correlación negativa y estadísticamente significativa al 99 por ciento entre competencia ejecutiva y protesta social (Modelos del 1 al 6), lo que sugiere que cuanto más competitivas son las elecciones a gobernador en un distrito, menores serán los niveles subnacionales de protesta. Los valores predichos nos permiten realizar interpretaciones más sustantivas acerca de estos coeficientes. Nos enfocamos en el Modelo 3 de la Tabla 2. Fijando las demás variables en sus valores medios, el número predicho de actos de protesta va de 49,565 al mínimo nivel de competencia electoral a 11,053 al máximo nivel.

Las estimaciones del parámetro alfa son significativos al p < 0,000, sugiriendo que el conteo de eventos es sobredisperso. La presencia de sobredispersión causa estimaciones ineficientes y errores estándar sesgados «hacia abajo» en modelos de regresión Poisson, haciendo del modelo por distribución binomial negativa una alternativa más apropiada (Long, 1997: 230).

Los tests del radio de máxima verosimilitud indican una fuerte heterogeneidad de los datos en las unidades de análisis.

Escogimos esta estrategia de estimación debido a los problemas que suscita la versión condicional de efectos fijos de la distribución binomial negativa, los cuales fijan sólo parcialmente los efectos específicos de las unidades territoriales (Hilbe, 2007, p. 207).

En el caso de oposición peronista, la misma también varía según lo predicho en la Hipótesis 2. Cuando el PJ está en la oposición y la UCR o un partido o coalición no peronista controla el Ejecutivo provincial, los episodios de protesta aumentan. Los coeficientes son positivos y estadísticamente significativos al 99 por ciento (Modelos 2-6). Estos resultados echan luz sobre el rol dual del peronismo, atemperando el conflicto social cuando está en el gobierno y promoviéndolo cuando se vuelca a la oposición. Igualando las demás variables a sus respectivas medias, la cantidad predicha de protestas trepa de 19,198 cuando el gobernador es peronista a 28,068 cuando es radical o perteneciente a un partido provincial.

Tabla 2
Competencia ejecutiva, oposición peronista y protesta en las provincias argentinas

Variable	Modelo 1	Modelo 2	ModeloS	Modelo 4	Modelo 5	Modelo 6
Competencia ejecutiva	-2,608***		-2,458***	-2,416***	-2,451***	-2,408***
	(0,709)		(0,705)	(0,699)	(0,705)	(0,699)
Oposición peronista		0,449***	0,393***	0,387***	0,386***	0,380***
		(0,116)	(0,110)	(0,110)	(0,110)	(0,110)
Fragmentación partidaria				-0,043 (0,070)		-0,043 (0,069)
Volatilidad electoral					0,002 (0,004)	0,002 (0,004)
Protesta (promedio anual)	0,016***	0,016***	0,016***	0,016***	0,016***	0,016***
	(0,002)	(0,002)	(0,001)	(0,001)	(0,001)	(0,001)
Protestan	0,001***	0,001***	9,375e-4***	0,001**	8,852e-4***	9,721e-4*»*
	(3,265e-4)	(3,015e-4)	(3,128e^)	(3,464e-t)	(3,321e^)	(3,7e-4)
PBG per cápita (logVi	1,106**	0,693	1,036**	1,061**	1,029**	1,054**
	(0,482)	(0,520)	(0,486)	(1,714)	(0,487)	(0,485)
Desempleot-i	1,585	0,940	1,149	1,163	1,139	1,156
	(1,672)	(1,817)	(1,722)	(1,714)	(1,718)	(1,711)
Población (log)	-3,693	-1,464	-3,111	-3,087	-3,429	-3,401
	(3,045)	(3,225)	(3,012)	(2,978)	(2,957)	(2,925)
Constante	22,344	8,681	18,899	18,742	20,839	20,654
	(17,845)	(18,865)	(17,631)	(17,424)	(17,261)	(17,066)
Dummies provinciales	Sí	Sí	Sí	Sí	Sí	Sí
Pseudo R2	0,184	0,182	0,187	0,187	0,187	0,187
Observaciones	336	336	336	336	336	336

Errores estándar entre paréntesis.

***p < 0,01; **p < 0,05; *p < 0,10

Fuente: Elaboración propia según datos de Pimsa e Indec.

En relación a los coeficientes de las explicaciones institucionales, fragmentación partidaria y volatilidad electoral, sólo el segundo posee el signo esperado, aunque ninguno es estadísticamente significativo a los niveles convencionales (Modelos 3 y 4). Esto parecería sugerir que, al menos en Argentina, los enfoques institucionalistas tienen menos poder explicativo a la hora de analizar la variación del conflicto social al interior del país y que las olas de protestas responden más bien a las presiones de la competencia electoral y la alternancia partidaria en la gobernación entre peronismo y otras fuerzas políticas.

Las tres variables de control de interés arrojan resultados diversos. Primero, PBG per cápita, contrario a lo esperado, tiene un efecto positivo y estadísticamente significativo sobre la protesta provincial, aunque no en todos los modelos —en el Modelo 2, el valor p es de 0,183, lo que no nos permite rechazar la hipótesis nula—. Segundo, la variable de desempleo, si bien presenta el signo esperado, la misma no es significativa en ninguno de los modelos. A pesar de lo que la literatura sobre protesta social en Argentina ha enfatizado en numerosas ocasiones, esto sugiere que las condiciones materiales de la provincia no determinan necesariamente la realización de los ciclos de beligerancia. Por ejemplo, volviendo al Gráfico 2, el mapa muestra que distritos relativamente similares como Santa Cruz y Tierra del Fuego han experimentado niveles sumamente elevados de protesta en el período, muy por encima de la media, con 165 y 143 hechos de rebelión cada cien mil habitantes respectivamente. Es decir, son el segundo y tercer distrito más conflictivo después de la Ciudad de Buenos Aires. Sin embargo, ambos poseen los valores promedio de desempleo más bajos de todo el país para 1993-2007, con el 3 y 6 por ciento de la población adulta desocupada respectivamente. Finalmente, población es negativa y estadísticamente no es significativa.

V. Conclusiones

Gran parte de la literatura politológica dedicada al estudio de la protesta social durante la tercera ola democrática en América Latina ha hecho hincapié en los factores institucionales de los sistemas políticos nacionales. Si bien estas investigaciones han ayudado a entender por qué algunos países de la región atraviesan olas de beligerancia popular en un contexto global de consolidación democrática, los mismos no han examinado de forma sistemática los patrones geográficos de la protesta al interior de estos regímenes. A la luz de la gran variación territorial del conflicto social que existe en muchos de estos países, este artículo busca ser un aporte a una «teoría más general de las protestas provinciales» (Murillo y Ronconi, 2004, p. 89).

En el caso argentino, nuestro trabajo presenta dos hallazgos concretos. Primero, vemos que la competencia electoral modela los niveles de protesta provincial. Escenarios más competitivos incentivan mayores respuestas por parte de los políticos provinciales a las demandas del electorado, disminuyendo la protesta social. En pocas palabras, los gobernadores reaccionan con más agilidad a las necesidades de sus votantes cuando enfrentan riesgos reales de perder el cargo en las urnas. Segundo, cuando el PJ está en la oposición, la protesta social aumenta. Este resultado refleja los vínculos históricos del peronismo con estratos populares en disponibilidad de movilización. En definitiva, estos hallazgos son consistentes con otros estudios sobre Argentina (Auyero, 2007) y otras democracias latinoamericanas (Arce y Rice, 2009) y del mundo en desarrollo (Wilkinson, 2004).

Desde un punto de vista metodológico, nuestro análisis comparativo en clave subnacional de la competencia electoral y la relación oficialismo-oposición nos permite identificar cómo dinámicas electorales y partidarias modelan la distribución espacial de la beligerancia popular. Asimismo, nos otorga la ventaja de poder controlar por una serie de factores institucionales, socioeconómicos y culturales que se mantienen constantes al interior de las unidades nacionales. Esto permite realizar inferencias menos expuestas a sesgos de variable omitida o endogeneidad sobre los determinantes políticos de la protesta social. Este tipo de inferencias suelen ser más problemáticas cuando utilizamos indicadores a nivel agregado y nuestras muestras se limitan a países o unidades que son sumamente heterogéneas en los territorios locales que las componen.

El campo de la política comparada debe explicar adecuadamente la relación entre democracia y protesta social. Inicialmente, los ciclos beligerantes eran concebidos como arenas críticas para el quiebre de regímenes autoritarios (véase Collier, 1999). Se asumía que, una vez acabada la transición hacia la democracia, las instituciones parlamentarias se ubicarían en el centro de la escena para resolver los conflictos sociales. Sin embargo, países como Argentina, Bolivia y Ecuador —y, más recientemente, Brasil— mantienen altas tasas de concurrencia a manifestaciones y demás repertorios de protesta (Lodola y Seligson, 2011), lo que sugiere que las expectativas de esta literatura institucionalista no terminaron de cumplirse. De hecho, tal como nuestro trabajo pretende alegar, se observa una superposición entre política institucional (elecciones periódicas, limpias y transparentes; partidos políticos enraizados en la sociedad) y no institucional (asistencia a movilizaciones, participación en cortes de calles y rutas). En efecto, aseveramos que estas estrategias no pueden ser pensadas como separadas, independiente una de la otra. Nuestro análisis estadístico de las provincias argentinas sugiere que actores cruciales como el PJ, con profundas raíces en la sociedad, operan como agentes fundamentales para la resolución del conflicto social, incluso cuando los mismos peronistas en ocasiones planifican hechos de rebelión como recurso político alternativo.

 

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