Bernhard Reinsberg, Thomas Stubbs, Louis Bujnoch,
Structural adjustment, alienation, and mass protest, Social Science Research, Volume 109, 2023,
«Locura es hacer una y otra vez lo mismo y esperar resultados diferentes»
“Por supuesto, es cierto que los disturbios fueron provocados por el aumento de los precios, por malas prácticas de los comerciantes o por el hambre. Pero estos agravios operaban dentro de un consenso popular sobre cuáles eran prácticas legítimas e ilegítimas en la comercialización, la molienda, la panadería… que, en conjunto, se puede decir que constituyen la economía moral de los pobres. La ocasión habitual para la acción directa era un ultraje a estos supuestos morales, tanto como una privación real”. ( Thompson 1971 , 78–79).
Este artículo hace un análisis de todos los planes económicos que siguieron los lineamientos del Fondo Monetario Internacional y los que hicieron ajustes sin la tutela del Fondo, consideran a la presencia del fondo un factor irritativo y de alienación, que resta credibilidad a quienes implementan el ajuste, por lo tanto no sería bueno decir que esto tiene el aval o esta impulsado por la entidad y que es imperioso medir consecuencias sobre la moral del ajuste en la economía de los pobres.
Condicionando nuevos prestamos contra el cumplimiento de pautas de ajuste, prescindiendo de muchas de las consecuencias que estos ajustes imponen en las clases más bajas.
No pretendo con ello, deslindar la responsabilidad de quienes ejerciendo el poder delegado han manejado los recursos del Estado con irresponsabilidad, especialmente para generar un relato ficticio, para el beneficio personal. Para ser ecuánimes también hay que analizar el comportamiento de la entidad y los problemas que generó en otros países.
Hipótesis:
relación causal entre el ajuste estructural y la inestabilidad política, la comprensión académica de los mecanismos subyacentes a esta relación sigue siendo superficial. La opinión generalizada es que las condiciones de las políticas del FMI generan dificultades materiales que luego generan inestabilidad política.
Estudio:
Avanzamos por un camino adicional: que la inestabilidad también es provocada por efectos de alienación relacionados con la imposición de políticas extranjeras. Basándonos en una muestra de hasta 168 países entre 1980 y 2014, probamos la presencia de ambos mecanismos. Nuestros resultados sugieren que existen efectos de alienación, indicados por un impacto persistente inductor de protestas de la participación en programas del FMI cuando se controlan las condiciones de liberalización del mercado, y especialmente cuando los programas son concluidos por gobiernos de izquierda y prestatarios no repetidos. También encontramos evidencia de los efectos de las dificultades, indicados por una relación positiva entre la intensidad de la austeridad fiscal requerida y el número de protestas. Nuestros hallazgos tienen implicaciones importantes para la relación entre el ajuste estructural, la política contenciosa y el papel de las organizaciones internacionales en la reforma de las políticas internas.
1 . Introducción
En noviembre de 2016, el Fondo Monetario Internacional (FMI) aprobó un préstamo de 12.000 millones de dólares a Egipto como parte de un programa de ajuste estructural de tres años. Con el objetivo de restaurar la estabilidad económica, el programa requería que el gobierno egipcio redujera el gasto público, redujera el papel del sector público en la prestación de servicios, aumentara los ingresos estatales a través de impuestos al valor agregado y liberalizara el tipo de cambio. Organizaciones no gubernamentales, partidos de oposición y activistas se opusieron a estas medidas y provocaron oleadas de protestas. Pero el gobierno los implementó de todos modos para asegurar el financiamiento ( El-Badrawi y Corkery, 2017 ).
El caso egipcio es uno entre muchos ejemplos bien documentados de reacción popular contra el ajuste estructural ( Auvinen 1996 ; Auyero 2001 ; Nelson y Dinkel 2020 ; Ortiz y Béjar, 2013 ; Ortiz et al. 2022 ). En todo el mundo, este tipo de reformas han desencadenado protestas, las más recientes en Argentina, Ecuador, Haití, Jordania, Pakistán, Sri Lanka y Túnez ( Capelli 2018 ; El-Badrawi y Corkery, 2017 ; Weisbrot 2019 ). En algunos casos, las protestas han obligado a los gobiernos a dimitir del poder. El gobierno ecuatoriano huyó de Quito después de que los recortes en los subsidios al combustible provocaron protestas. La resolución llegó solo una vez que el gobierno liderado por Moreno rescindió la medida ( Valencia 2019 ). En Jordania, el Primer Ministro Mulki renunció ante las protestas por el aumento del costo de vida después de una incursión de dos años de reformas que incluyeron la eliminación de subsidios a los alimentos básicos, aumentos de los impuestos al consumo y la desregulación del mercado laboral ( Holmes 2018 ).
En todos estos casos, los gobiernos adoptaron políticas de ajuste estructural a instancias del FMI, una institución financiera internacional que otorga préstamos a los gobiernos en crisis de balanza de pagos. A través de la práctica de la condicionalidad (exigir reformas a cambio de préstamos), el FMI se encuentra en una posición excepcionalmente poderosa para influir en las decisiones políticas de los gobiernos prestatarios. Al ejercer esta autoridad, el FMI ha favorecido históricamente reformas de políticas liberalizadoras del mercado ( Bird 2007 ; Stubbs et al., 2018a , Stubbs et al., 2018b ), ganándose el apodo del principal «agente del neoliberalismo» del mundo ( Kentikelenis y Babb). 2019 ; Kentikelenis y Seabrooke, 2017 ).
Desde hace tiempo se ha establecido que el ajuste estructural incita protestas masivas ( Bussmann et al. 2005 ; Nelson y Wallace 2017 ; Stiglitz 2002 ), con consecuencias perniciosas para la estabilidad política y la producción económica ( Dreher y Gassebner 2012 ; Jong-A-Pin 2009 ; Matta et al.2017 ). Sin embargo, la persistencia de protestas –que a menudo debilitan todo el proceso de reforma– resulta desconcertante: ¿por qué las autoridades no han adaptado sus actividades para minimizar el descontento social? Desde principios de la década de 2000, por ejemplo, el FMI ha revisado su propio modus operandi para abordar las consecuencias sociales de su asesoramiento en materia de políticas, incluyendo condiciones de reducción de la pobreza y embarcándose en una estrategia de racionalización de la condicionalidad para brindar espacio político a los gobiernos prestatarios ( Kentikelenis et al. .2016 ). Independientemente de hasta qué punto estos acontecimientos son ceremoniales más que sustantivos, sostenemos que la razón decisiva por la que estas estrategias han fracasado es porque malinterpretaron por qué ocurren las protestas masivas. Para comprender el fundamento subyacente de las protestas, postulamos dos efectos distintos. En primer lugar, el ajuste estructural puede causar efectos penosos debido a la restricción fiscal, la reducción del sector público, la liberalización de precios, las políticas cambiarias y las privatizaciones. Estas políticas tienen consecuencias socioeconómicas perjudiciales que provocan que los grupos afectados se movilicen ( Auvinen 1996 ; Forster et al. 2019 ; Oberdabernig 2013 ; Walton y Seddon, 1994 ). En segundo lugar, el ajuste estructural puede entrañar efectos de alienación , ya que dicha intervención se percibe como una herramienta del neoimperialismo occidental. Como sugiere la cita inicial de EP Thompson (1971) , «la indignación contra los supuestos morales» es un motivo de protesta tanto como las dificultades materiales. La gente puede percibir que su gobierno haya firmado un programa del FMI como un desafío a la soberanía nacional y protestar por la «venta» a potencias extranjeras ( Ortiz y Béjar, 2013 ; Petras y Brill 1986 ; Vreeland, 2007 , 55). A diferencia de los efectos de las dificultades, la alienación puede surgir incluso cuando no se implementan reformas.
Comprender por qué ocurren las protestas es importante porque presupone diferentes cursos de acción. Si las dificultades materiales provocan protestas, entonces sofocar el descontento podría implicar revisiones de los programas de ajuste estructural para compensar a los perdedores y permitir a los gobiernos espacio político para mitigar las consecuencias socioeconómicas. Este pensamiento ha servido de base para la estrategia de racionalización de la condicionalidad del FMI y es lo que representa su interpretación de la “apropiación” del país ( Babb 2013 ; Kentikelenis et al. 2016 ). Pero si la alienación es lo que impulsa las protestas, entonces estas reformas serán insuficientes. Además, será necesaria una transformación estructural de la arquitectura financiera global que desplace el poder de Estados Unidos y Europa a manos de los países prestatarios. En el caso del FMI, esto implica, como mínimo, una redistribución de los derechos de voto entre los países prestatarios ( Rapkin y Strand, 2006 ), una revisión de la experiencia del personal alejándola de la economía neoclásica de base occidental ( Chwieroth 2014 ; Momani 2007 ; Nelson 2017 ), y eliminación del acuerdo de caballeros que garantiza el liderazgo europeo ( Momani y Hibben 2018 ). En resumen, los habitantes de los países prestatarios deben percibir que están suficientemente representados por estas organizaciones.
Este artículo desenreda empíricamente los efectos de las dificultades y la alienación. Con este fin, estudiamos el ajuste estructural en el contexto de los programas del FMI en un conjunto de datos de panel de hasta 168 países desde 1980 hasta 2014.
Nuestra variable dependiente es la medida de protesta agregada bien establecida de la base de datos CNTS ( Banks y Wilson 2015 ). Nuestros predictores clave miden varias dimensiones de la intervención del FMI, incluidas áreas políticas específicas de condicionalidad, al tiempo que tienen en cuenta el hecho de que los países no seleccionan aleatoriamente los programas del FMI y las condiciones de política relacionadas ( Stubbs et al. 2020 ).
Conjeturamos que los efectos de las dificultades se desarrollan como resultado de las condiciones de las políticas del FMI, pero adoptamos un enfoque residual para identificar los efectos de alienación, dado que no pueden observarse directamente a nivel de país. Nuestros resultados son consistentes con los efectos de alienación. Si controlamos por una serie de determinantes, incluidas las políticas de liberalización del mercado y los flujos de globalización, encontramos que estar bajo un programa del FMI aumenta el número de protestas en al menos un 11%. Este efecto es particularmente fuerte bajo gobiernos de izquierda y entre prestatarios sin una historia reciente de participación del FMI. Interpretamos estos hallazgos como apoyo a la hipótesis de la alienación. También encontramos alguna evidencia de los efectos de las dificultades. Al comparar los programas del FMI, encontramos una relación positiva significativa entre la cantidad de ajuste fiscal requerido y el número de protestas.
Al arrojar luz sobre los efectos que impulsan la relación entre ajuste estructural y protesta, nuestro artículo integra ideas dispares provenientes de argumentos político-sociológicos a nivel nacional ( Booth y Seligson 2009 ; Norris 2011 ; Thompson 1971 ) y estudios sobre la legitimidad en las organizaciones internacionales ( Dellmuth y Tallberg). 2019 ; Edwards y Martin, 2009 ; Johnson 2011 ; Tallberg y Zürn 2019 ). Al hacerlo, documentamos la importancia de la legitimidad de las instituciones políticas: la creencia de las audiencias relevantes de que las instituciones ejercen su autoridad de manera apropiada ( Meyer y Rowan 1977 ; Norris 2011 ; Tallberg y Zürn 2019 ). Si bien los académicos han examinado las fuentes de legitimidad subjetiva de las organizaciones internacionales, centrándose en los mecanismos de gobernanza participativa en esas organizaciones ( Tallberg et al. 2015 ), nuestro artículo es el primero en investigar cómo dicha legitimidad afecta la acción social a nivel nacional ( Frank 1990 ; Hooghe et al. 2018 ; Hurd 1999 ; Lindblom 1977 ). Esto tiene profundas implicaciones para la implementación de políticas internas: no es sólo el contenido sustancial de la reforma económica lo que importa, sino también los medios por los cuales se introducen ( Gross 2007 ).
2 . Ajuste estructural y protesta masiva
El ajuste estructural se ha convertido en la abreviatura de una amplia gama de reformas diseñadas para reducir el papel del Estado en la economía. Estas reformas se basan en cuatro pilares clave: estabilización, liberalización, desregulación y privatización ( Summers y Pritchett, 1993 ). Estabilización, o «austeridad», se refiere a medidas diseñadas para reducir el déficit fiscal, como recortes del gasto público y reducción de las administraciones estatales; la liberalización implica la eliminación de barreras al comercio y al movimiento de capitales; la desregulación implica la derogación de reglas, regulaciones y controles y equilibrios gubernamentales que rodean la actividad económica; y la privatización implica la venta de empresas estatales y recursos naturales al sector privado ( Stubbs y Kentikelenis 2018a ).
Los intentos de emprender reformas liberalizadoras del mercado se han vuelto omnipresentes desde la década de 1980 ( Centeno y Cohen, 2012 ; Fourcade-Gourinchas y Babb, 2002 ), y lo siguen siendo hasta el día de hoy ( Babb, 2013 ; Kentikelenis et al., 2016 ). En los países avanzados, los gobiernos normalmente optaron por llevar a cabo tales reformas basándose en compromisos ideológicos monetaristas o como un paso percibido como necesario para adaptarse a la economía internacional; mientras que en los países de ingresos bajos y medios, los gobiernos frecuentemente emprendieron estas reformas bajo presión externa de instituciones financieras internacionales como el FMI. Como prestamista global de último recurso, el FMI otorga préstamos de emergencia a gobiernos que se encuentran en situaciones económicas desesperadas, a cambio de un compromiso con reformas de política económica de gran alcance. Esto coloca al FMI en una posición poderosa, que ha utilizado para ampliar progresivamente el alcance de su asesoramiento sobre políticas durante las últimas tres décadas ( Kentikelenis et al. 2016 ), con el objetivo de transformar a los países en estudiantes modelo de reformas liberalizadoras del mercado ( Woo 2013 ).
Sin embargo, las protestas han obligado con frecuencia a los gobiernos a reducir sus esfuerzos de reforma, especialmente cuando amenazan su propia supervivencia. Las protestas ecuatorianas de 2019 son un buen ejemplo: el gobierno finalmente restableció un subsidio al combustible para detener el descenso hacia el caos social y la parálisis económica ( Weisbrot 2019 ). Dado su potencial de perturbación social, política y económica, los investigadores han examinado durante mucho tiempo el vínculo entre el ajuste estructural y la protesta masiva ( Bussmann y Schneider 2007 ; Hartzell et al. 2010 ; Walton y Ragin 1990 ). Walton y Seddon (1994: 39) identifican 146 casos de protestas de ajuste estructural entre 1976 y 1992, definidas como “acciones colectivas a gran escala que incluyen manifestaciones políticas, huelgas generales y disturbios, animadas por quejas sobre las políticas estatales de liberalización económica en respuesta a la crisis de la deuda y las reformas de mercado impulsadas por las agencias internacionales”.
Si bien está bien establecido que el ajuste estructural puede inducir protestas, hay menos claridad sobre por qué ocurre esto (pero véase Robertson y Teitelbaum, 2011 ). Nuestra hipótesis es que tales reformas pueden inducir protestas a través de dos vías. En primer lugar, pueden generar dificultades materiales , provocadas por los efectos socioeconómicos de dichas reformas. En segundo lugar, pueden generar alienación , relacionada con la imposición extranjera de políticas que socavan la legitimidad de los gobiernos nacionales.
2.1 . La hipótesis de las dificultades
Los investigadores han sostenido durante mucho tiempo que las dificultades materiales desencadenan protestas ( Gurr 1969 ; Hibbs, 1973 ; Huntington 1968 ; Robertson y Teitelbaum 2011 ; Tilly 1978 ). Esperamos que la frecuencia de las protestas varíe dependiendo de los tipos de reformas incluidas en un programa de ajuste estructural, ya que provocan dificultades de diferentes maneras ( Bienen y Gersovitz 1985 ; Nelson y Wallace 2017 ; Walton y Seddon, 1994 ).
En primer lugar, los recortes del gasto público tienden a reducir la demanda agregada en la economía, lo que genera un alto desempleo, un aumento de la pobreza y una creciente desigualdad ( Forster et al. 2019 ; Oberdabernig 2013 ). Estas medidas de austeridad pueden ser drásticas: el FMI exigió a Ecuador que recortara el gasto público en un 6% en su programa de 2019 ( Weisbrot 2019 ). Los límites al gasto también dificultan que los gobiernos alivien las dificultades económicas y compensen a los perdedores de las reformas. De hecho, pueden socavar un acuerdo interno implícito entre el Estado y los pobres urbanos en las economías políticas de muchos países de ingresos bajos y medios: los gobiernos extraen recursos de los campesinos para proporcionar bienes y servicios públicos a los habitantes urbanos a cambio de su lealtad ( de Janvry 1981 ; Walton y Seddon, 1994 ). Como escriben Walton y Seddon (1994, 50), “se culpó a los gobiernos de sacrificar a sus propios ciudadanos [para apaciguar al FMI]”.
En segundo lugar, los despidos en el sector público, la congelación de contrataciones y los recortes de salarios, pensiones y otros beneficios de la seguridad social perturban la suerte económica de los funcionarios públicos ( Reinsberg et al. 2019c ).
Para el FMI, estas reformas contribuyen a una administración estatal eficiente, así como a reducir los déficits fiscales; sin embargo, al privar a los funcionarios públicos (un grupo social bien organizado), tales políticas pueden fomentar la protesta. Túnez es un buen ejemplo: en mayo de 2016, el FMI aprobó un programa de cuatro años que exigía congelar el empleo y los salarios en el sector público; el Sindicato General de Trabajadores de Túnez convocó huelgas generales contra tales medidas, lo que llevó a su revocación en 2018 ( Capelli 2018 ).
Una tercera política vinculada a las dificultades es la liberalización de precios, donde se abolen los subsidios gubernamentales o los precios controlados de los bienes. El FMI considera que tales medidas permiten al mercado determinar los precios a niveles óptimos y al mismo tiempo reducen el déficit fiscal. Pero los aumentos de precios resultantes suelen afectar a bienes domésticos básicos como alimentos, gasolina y calefacción, lo que provoca descontento social. Por ejemplo, el paquete de reformas de Ecuador de 2019 incluyó la eliminación de los subsidios a los combustibles, lo que resultó en aumentos de precios del 24%, lo que afectó desproporcionadamente a los hogares más pobres ( Monahan 2019 ). Además, los habitantes urbanos suelen ser los que más pierden porque dependen de alimentos subsidiados para su subsistencia ( Walton y Seddon, 1994 ), pero pueden organizarse colectivamente ( Bienen y Gersovitz 1986 ; Bush y Martiniello 2017 ; Walton y Ragin 1990 ; Walton y Seddon, 1994 ).
Cuarto, la liberalización cambiaria impacta la economía de diferentes maneras dependiendo de la movilidad de los factores entre los sectores no transables y el sector exportador ( Bienen y Gersovitz 1985 ). Si bien la devaluación del tipo de cambio puede ser favorable al desempeño económico al mejorar la competitividad de las exportaciones, puede resultar en inflación de bienes de necesidad importados (como fertilizantes, granos, arroz y combustible), lo que resulta en descontento social ( Auvinen 1996 ; Huber y Stephens 2001 ; Swank 1998 ). El caso de Indonesia durante la crisis financiera asiática ilustra este punto. Incentivado por promesas de rescates al gobierno y al sistema financiero , el gobierno indonesio aceptó la devaluación de la moneda y aumentos de impuestos, lo que condujo a una crisis económica que fue “mucho más severa y mucho más severa para la Indonesia promedio de lo que debería ser” ( Corcoran 1998 ).
Una última política que puede generar dificultades es la privatización de empresas estatales ( Aguirre y Reese 2004 ; Emery 2006 ; Reinsberg et al., 2019b ; Uba, 2008 ; Walton y Seddon, 1994 ). La razón inmediata para tales medidas es reducir los déficits públicos mediante la venta de activos y mejorar la gestión económica de estas industrias . Sin embargo, puede provocar pérdidas de empleo y socavar el poder de los trabajadores del sector público ( Aguirre y Reese 2004 ) y, por lo tanto, es una fuente importante de descontento social ( Arce y Rice 2009 ). Por ejemplo, en mayo de 2019 los trabajadores protestaron contra la privatización de Pakistan Steel Mills, anunciada después de consultas gubernamentales con el FMI ( Pakistan Today, 2019 ).
Un importante matiz de estas hipótesis es que no todas las políticas se dirigen a grupos capaces de movilizar protestas masivas ( Haggard y Webb, 1993 ). Un conjunto de investigaciones bien establecido muestra que el efecto de las dificultades materiales sobre la protesta se ve moderado por el grado en que los grupos sociales afectados pueden movilizarse colectivamente ( McAdam et al. 1996 ; Thomas y Grindle 1990 ; Tilly 1978 ; Walton y Ragin 1990 ).
2.2 . La hipótesis de la alienación
El FMI también puede inducir protestas mediante efectos de alienación. A diferencia de las dificultades materiales resultantes de la implementación (parcial) de reformas liberalizadoras del mercado, la alienación no requiere que los gobiernos realmente implementen reformas. Surgen de un sentimiento de traición cuando los líderes renuncian a la soberanía nacional y se “venden” a potencias extranjeras ( Ortiz y Béjar, 2013 ). Esto provoca alienación en la medida en que dichas potencias extranjeras no son percibidas como autoridades legítimas a los ojos de sus destinatarios. Como nos recuerda la cita inicial de EP Thompson (1971) , los agravios operan dentro de un consenso popular sobre lo que es una práctica legítima.
En nuestro caso, la alienación se sustenta en la percepción de falta de legitimidad del FMI. En la tradición weberiana, la legitimidad se refiere a la creencia entre audiencias relevantes de que una institución ejerce la autoridad de manera apropiada ( Dellmuth et al. 2019 ; Tallberg y Zürn 2019 ; Weber 2001 ). La legitimidad es distinta del apoyo: “Si bien el apoyo a una institución política puede estar impulsado en parte por un cálculo instrumental de costo-beneficio, la legitimidad se refiere a una reserva de confianza en una institución que no depende de la satisfacción a corto plazo con sus resultados distributivos” ( Tallberg) y Zürn 2019 , 587). Por lo tanto, la legitimidad de una organización internacional depende de una combinación de factores que incluyen su autoridad, desempeño y procedimientos jurídico-racionales, y puede verse afectada por procesos de legitimación ( Barnett y Finnemore 2004 ; Edwards y Martin, 2009 ; Tallberg y Zürn 2019 ). Desde la perspectiva de los públicos de los países en desarrollo, el FMI carece de legitimidad por varias razones: su reparto de votos está sesgado a favor de los países occidentales, y Estados Unidos tiene un porcentaje de votos con derecho a veto para las decisiones importantes; un acuerdo de caballeros entre Estados Unidos y Europa garantiza que el director del FMI sea un europeo (y el Banco Mundial un estadounidense); Estados Unidos y Europa utilizan al FMI para fomentar objetivos de política exterior ; y los aliados occidentales reciben consistentemente mejores condiciones de financiamiento ( Copelovitch 2010 ; Dreher et al. 2015 ; McDowell 2017 ; Stone 2004 ).
Por lo tanto, la firma de un acuerdo con el FMI puede indicar a los grupos sociales que las elites gobernantes no están actuando en su mejor interés y, en cambio, están persiguiendo los intereses de actores extranjeros. Como sostienen Buchanan y Keohane (2006, 409), “el concepto de legitimidad permite a varios actores coordinar su apoyo a instituciones particulares apelando a su capacidad común para ser movidos por razones morales, a diferencia de razones puramente estratégicas o exclusivamente de interés propio. .” En nuestro contexto, los gobiernos pagan el llamado «costo de soberanía» ( Vreeland, 2003 ) al dar la impresión –o en realidad acceder- a las demandas del FMI. Esta pérdida de legitimidad –que puede ocurrir incluso si los grupos sociales varían en sus preferencias económicas sobre el diseño de programas de reforma– puede conducir a un aumento de las protestas ( Petras y Brill, 1986 ). También sostiene que si la protesta es inducida a través de la alienación, esperaríamos que su incidencia no estuviera relacionada con el tipo de reformas económicas que los gobiernos buscan emprender. Dado un paquete específico de reformas, la mera presencia de un programa del FMI (que implica la firma del acuerdo y la recepción continua de asesoramiento del FMI) ejercerá un efecto independiente sobre las protestas.
Como se detalla más adelante, los efectos de alienación no son directamente observables a nivel de país. Por lo tanto, investigamos dos implicaciones observables adicionales que deberían ser válidas si los efectos de alienación estuvieran presentes. Desde una perspectiva teórica, estas implicaciones toman en serio la noción de que las circunstancias locales median las presiones internacionales ( Auyero 2001 ). Primero, esperamos que la alienación varíe dependiendo de la ideología política del gobierno. Un gobierno de izquierda que busque implementar un ajuste estructural a instancias del FMI tendrá más probabilidades de encontrar resistencia porque la población interpreta este acto como una traición a los valores compartidos . Por el contrario, se esperaría que un gobierno de derecha emprendiera reformas favorables al mercado de todos modos y, por lo tanto, sería menos probable que experimentara protestas. Vale la pena señalar que estas predicciones están en desacuerdo con las de trabajos anteriores. Beazer y Woo (2015) sostienen que es menos probable que los gobiernos de izquierda enfrenten resistencia porque la oposición de derecha no se opondrá; mientras que los gobiernos de derecha luchan por reformar porque una oposición de izquierda desafiará las reformas y promoverá manifestaciones. De manera similar, Gunaydin (2018) sostiene que los gobiernos de izquierda están en mejores condiciones de implementar reformas porque pueden forjar coaliciones con los sindicatos. La razón por la que estos académicos llegan a puntos de vista diferentes a los nuestros es porque enfatizan preferencias políticas basadas únicamente en preocupaciones materiales. En contraste, nuestro razonamiento es que la alienación se acentuará cuando los gobiernos de izquierda intenten implementar ajustes estructurales mientras se niega a la población un partido que represente sus valores.
En segundo lugar, la relación entre alienación y protesta debería ser moderada por la «reincidencia» del FMI: la tendencia de los países con una historia más larga de participación en programas del FMI a tener más probabilidades de participar en programas posteriores ( Bird et al. 2004 ; Conway 2007 ; Stubbs y Kentikelenis 2018a ).
La reincidencia ocurre, entre otras cosas , debido a conexiones interpersonales establecidas en un programa inicial que reducen los costos de transacción y negociación, la necesidad de mayor asistencia porque programas anteriores no promovieron exitosamente el desarrollo económico, o porque hay un costo de soberanía inicialmente alto asociado a la participación que disminuye cuanto más participa un país ( Hartzell et al. 2010 ; Nooruddin y Woo 2015 ; Vreeland 2003 ). Este último es el más relevante para nuestro estudio. Si los gobiernos que participaron recientemente en programas del FMI ya han pagado el costo de su soberanía por «venderse», entonces esperaríamos que esos gobiernos tuvieran menos probabilidades de enfrentar protestas.
3 . Datos y métodos
Nos basamos en un conjunto de datos de series temporales de hasta 168 países para el período 1980-2014. Optamos por un diseño de panel por año-país porque nuestro interés es la protesta como fenómeno a nivel macro y porque nos permite corregir posibles efectos de endogeneidad y selección. El principal inconveniente de este tipo de diseño de panel es que no podemos probar directamente los efectos de la alienación, ya que la alienación es un concepto latente y debería medirse a nivel individual. 1 En lugar de ello, adoptamos un enfoque residual en el que estimamos los efectos de las dificultades asociadas con las condiciones directamente observables del FMI e inferimos los efectos de alienación a partir de aspectos de los programas del FMI no relacionados con la condicionalidad.
3.1 . Variables dependientes
Para medir las protestas, utilizamos el recuento total de eventos de protesta extraído de Databanks International ( Banks y Wilson 2015 ), que suma el número total de huelgas, disturbios y manifestaciones antigubernamentales. En pruebas de robustez, analizamos componentes individuales de la medida de protesta agregada. Para todas las variables de protesta, estimamos modelos cuasi lineales porque el número de eventos de protesta suele ser grande. 2 Para eliminar la asimetría, tomamos el logaritmo natural de estas variables. La Figura A1 en el apéndice muestra la distribución de la variable protesta.
3.2 . Predictores clave
Nuestro principal predictor es un indicador dicotómico de si un país está bajo un programa del FMI en un año determinado. Basándonos en la base de datos Monitor del FMI ( Kentikelenis et al. 2016 ), utilizamos además el número de condiciones vinculantes en cinco áreas de políticas. Las condiciones de la política fiscal suelen fijar objetivos para el déficit presupuestario. Las condiciones del sector público requieren que los gobiernos reduzcan la masa salarial despidiendo a funcionarios estatales y recortando salarios, pensiones y otros beneficios. Las condiciones de liberalización de precios exigen la eliminación de los subsidios estatales a los alimentos, la energía y otros servicios públicos. Las condiciones cambiarias requieren cambios en las políticas cambiarias, como la adopción de tipos de cambio flexibles y la depreciación de la moneda nacional. Las condiciones de privatización especifican que los gobiernos transfieren la propiedad de las empresas estatales a actores privados. Nos centramos en el número total de condiciones vinculantes porque su incumplimiento interrumpe los desembolsos programados de los préstamos ( Copelovitch 2010 ; Reinsberg et al. 2019 ; Woo 2013 ). Para eliminar la asimetría, seguimos la convención y tomamos el logaritmo natural de los recuentos de condiciones, incluido un desplazamiento de +1. Incluimos todas las variables del FMI sin demora porque los efectos de alienación deberían ocurrir con la firma del programa y los efectos de las dificultades para la mayoría de las condiciones también deberían sentirse inmediatamente. 3
3.3 . Variables de control
Para las variables de control nos basamos en estudios sobre los efectos sociopolíticos de los programas del FMI y en la literatura sobre protestas. Para evitar una correlación espuria, nos centramos en variables que probablemente afectan tanto la probabilidad de estar bajo un programa del FMI como la inducción de protestas. Un conjunto de controles captura la salud económica de un país. Incluimos la tasa de inflación (el cambio porcentual anual en los precios al consumidor), un indicador binario de una crisis financiera ( Laeven y Valencia 2013 ) y el nivel de reservas en meses de importaciones ( Banco Mundial 2015 ).
Otro conjunto de controles se extrae de la literatura sobre protestas y se centra en el potencial de movilización, las estructuras de oportunidades y la privación relativa no relacionada con las intervenciones del FMI ( Haggard y Webb 1993 ; Ortiz y Béjar, 2013 ; Walton y Ragin 1990 ). En primer lugar, al capturar las oportunidades de movilización, controlamos la urbanización , definida como el porcentaje de la población que vive en ciudades ( Annett 2001 ; Auvinen 1996 ; Ortiz y Béjar, 2013 ; Walton y Ragin 1990 ). El ajuste estructural perjudica particularmente a la clase media urbana, a través de la reducción de la prestación de servicios públicos, aumentos de precios y pérdida de empleo ( Bienen y Gersovitz 1985 ; Walton y Seddon, 1994 ). Además, incluimos el logaritmo natural del PIB per cápita , porque los ingresos más altos probablemente afecten las protestas ( Dalton et al. 2010 ; Inglehart 1981 ; Norris 2011 ) y al mismo tiempo mitiguen la necesidad de préstamos del FMI. 4 Los datos provienen de los Indicadores de Desarrollo Mundial ( Banco Mundial, 2015 ). Para capturar las estructuras de oportunidades, controlamos la rendición de cuentas horizontal (controles y contrapesos al poder ejecutivo) y la rendición de cuentas vertical (oportunidades para que la sociedad civil se organice y exija responsabilidades a los líderes). Obtenemos ambas variables del conjunto de datos Variedades de Democracia ( Coppedge et al., 2016 ).
Al capturar el impacto potencial de la globalización económica en la protesta ( Bussmann y Schneider 2007 ; Palmtag et al. 2020 ), incluimos además un índice de apertura comercial de facto , disponible en el instituto KOF ( Gygli et al. 2018 ). El comercio está relacionado con mayores riesgos de protesta porque la apertura a las fuerzas del mercado global puede desestabilizar las sociedades, particularmente aquellas en la periferia ( Amin 1977 ; Boswell y Chase-Dunn 2000 ; Evans 1979 ). Finalmente, controlamos por protestas regionales , el número promedio de protestas en otros países de la misma región geográfica, considerando que las protestas pueden traspasar las fronteras nacionales.
Para examinar las condiciones de alcance, consideramos el efecto de los programas del FMI bajo diferentes ideologías partidistas del gobierno prestatario. Esperamos un efecto más fuerte bajo un gobierno de izquierda, según la Base de datos de instituciones políticas ( Scartascini et al. 2018 ). También esperamos que el efecto sea menor para los gobiernos con un historial de endeudamiento del FMI. Esto puede comprobarse utilizando un término de interacción entre el programa del FMI y la reincidencia del FMI : el tiempo compartido en el que el país ha estado bajo un programa del FMI en los últimos cinco años. En el apéndice presentamos definiciones de variables y estadísticas descriptivas ( Tabla A1 ).
3.4 . Métodos
Nuestro análisis enfrenta dos desafíos inferenciales: los programas y las condiciones de política del FMI pueden no asignarse al azar. Para mitigar tales preocupaciones, estimamos un sistema de ecuaciones que incluye variables instrumentales ( Roodman 2012 ). Incluimos efectos fijos por país, eliminando así el impacto de factores de confusión no observados que no varían en el tiempo. También incluimos splines de años cúbicos para dar cuenta de las tendencias temporales globales en los patrones de protesta ( Dreher y Gassebner 2012 ). 5
Además de la ecuación de resultado de las protestas, incluimos al menos una selección adicional de modelos de ecuaciones en los programas del FMI. Cuando probamos el impacto de la condicionalidad, incluimos otra ecuación correspondiente al número de condiciones. Esta configuración es ventajosa para nuestro propósito porque nos permite desenredar los efectos respectivos de las condiciones del FMI y los aspectos de no condicionalidad de los programas del FMI dentro de un solo modelo. Investigaciones anteriores a menudo han limitado la muestra a los años del programa y, por lo tanto, solo identificaron el efecto diferencial de la condicionalidad del FMI entre los prestatarios del FMI ( Rickard y Caraway 2019 ).
Siguiendo investigaciones anteriores, predecimos si un país está bajo un programa del FMI utilizando la alineación de votos de la Asamblea General de la ONU ( alineación de la AG de la ONU) con los países del G7 ( Dreher et al. 2015 ). Esta variable predice bien los programas del FMI y es plausiblemente excluible con respecto a las protestas. Un posible inconveniente de este instrumento es que probablemente identifica un efecto de tratamiento promedio local, dado que sólo tipos específicos de programas del FMI pueden surgir debido a la alineación geopolítica entre un prestatario y el G7. De hecho, uno podría pensar que tales programas conllevan el mayor riesgo de protestas, dado que la lealtad de los prestatarios a estas economías de mercado liberales avanzadas podría causar la mayor alienación. Por lo tanto, nuestras estimaciones deben considerarse como límites superiores.
Un desafío pendiente es la endogeneidad de la condicionalidad (por ejemplo, porque el personal del FMI puede diseñar programas para evitar protestas), que mitigamos mediante un enfoque de variable instrumental utilizando instrumentos de cambio compartido recientemente popularizados ( Borusyak et al. 2022 ; Goldsmith-Pinkham et al. 2020). ( Lang 2020 ). Específicamente, explotamos shocks temporales cuasi exógenos comunes a todos los prestatarios e interactuamos con las participaciones de exposición (potencialmente endógenas) de los prestatarios del FMI ( Borusyak et al. 2022 ). Esto es plausible en nuestro contexto, pero difiere de los usos alternativos del análisis de variables instrumentales de cambio de participación que supone participaciones de exposición exógenas y permite que los shocks sean endógenos ( Goldsmith-Pinkham et al. 2020 ). Para cada tipo de condición, nuestro instrumento se basa en la interacción del promedio dentro del país del número de condiciones y el índice de liquidez (registrado) del FMI ( Lang 2020 ). Este instrumento cumple con el criterio de relevancia porque cuando el FMI es más líquido financieramente, un Fondo financieramente presionado negocia más condiciones para limitar la demanda de sus recursos ( Dreher y Vaubel 2004 ; Lang 2020 ; Vreeland 2003 ). Nuestros resultados de la regresión de la primera etapa son consistentes con esta lógica (Recuadro A1 en el apéndice). El instrumento cumple con la restricción de exclusión porque los cambios en la condicionalidad específicos de cada país que se desvían de su promedio de largo plazo se producen únicamente por una decisión del FMI que no pertenece al país en cuestión ( Stubbs et al. 2020 ). Con la condición de que se incluyan todas las demás covariables macroeconómicas como variables de control en nuestra ecuación de condicionalidad, no podemos pensar en ningún camino directo desde la restricción presupuestaria del FMI hasta la protesta que no sea a través de la condicionalidad. Por lo tanto, podemos eliminar la posibilidad de que los países con «fundamentos débiles» reciban más condiciones del FMI y al mismo tiempo sean más propensos a protestar.
Resumimos nuestros diversos enfoques de modelado en los siguientes conjuntos de ecuaciones. Para el análisis correlacional de referencia, utilizamos un modelo de efectos fijos de una sola ecuación estimado mediante mínimos cuadrados ordinarios
Para tener en cuenta la selección de programas no aleatoria, estimamos un modelo de proceso mixto condicional que combina la ecuación de resultado cuasi lineal con una ecuación de selección de tipo probit 6 que utiliza un instrumento geopolítico
Para abordar la endogeneidad de la condicionalidad del FMI, estimamos un sistema de tres ecuaciones utilizando las dos ecuaciones anteriores y una ecuación lineal para el número de condiciones, implementando un instrumento compuesto (dado por el producto de las proporciones de exposición c τ y los shocks globales n t ):
Debido a la inclusión simultánea de una variable ficticia del FMI junto con las condiciones del FMI, asociamos la primera con efectos de alienación ( a it ) y la segunda con efectos de penuria ( c it ).
4 . Resultados
4.1 . Hallazgos principales
Para empezar, la Fig. 1 muestra la distribución de eventos de protesta respectivamente para observaciones no programáticas y programáticas, mostrando que estas últimas tienen más probabilidades de tener protestas. Esto se aplica a la distribución de eventos de protesta. Para establecer si las diferencias en las protestas promedio según el estado del programa son significativas, también realizamos pruebas t con varianzas desiguales. Encontramos que en el grupo sin programa, el recuento promedio de protestas es 0,955 (IC 95%: 0,838–1,070), mientras que es 1,171 (IC 95%: 1,001–1,333). La diferencia es estadísticamente significativa (p = 0,034).
Notas: El gráfico muestra la distribución de los conteos brutos de protestas por separado para las observaciones que no están bajo programas del FMI (barras gris claro) y bajo programas del FMI (barras negras).
El Cuadro 1 demuestra que los programas del FMI aumentan la frecuencia de las protestas en regresiones multivariadas , utilizando diferentes estimadores. El modelo 1 presenta una estimación de efectos fijos y una variable ficticia del FMI. El modelo 2 incluye una ecuación de selección para los programas del FMI, que aumenta el coeficiente de la variable ficticia del FMI. El modelo 3 vuelve al modelo de efectos fijos y agrega el recuento de condiciones vinculantes. El Modelo 4 tiene en cuenta la selección en los programas del FMI, así como la instrumentación de la condicionalidad del FMI. Encontramos que la condicionalidad del FMI –un factor necesario para que se produzcan efectos de penuria– no tiene ningún efecto sobre las protestas. Por el contrario, los elementos residuales del programa del FMI están relacionados positivamente con las protestas. El coeficiente del programa del FMI es estadísticamente significativo en los primeros tres modelos, pero sólo marginalmente significativo en el último modelo. En los distintos modelos, el efecto de un programa del FMI es aumentar el número de protestas en al menos un 10,8% (p < 0,01) y como máximo un 31,9% (p < 0,1). Nos abstenemos de interpretar las variables de control de manera sustancial, pero observamos que, si son estadísticamente significativas, sus efectos estimados están en línea con las expectativas teóricas. En conjunto, las estimaciones de los coeficientes en la ecuación principal proporcionan un apoyo inicial indicativo a favor del argumento de que los programas del FMI desencadenan una alienación relacionada con la pérdida percibida de soberanía nacional y la imposición de políticas extranjeras.
Tabla 1 . El efecto de los programas del FMI sobre las protestas.
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|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Protesta | ||||||||
| programa del FMI | 0,103** | (0,039) | 0,324* | (0,150) | 0,128** | (0,042) | 0,277 | (0,152) |
| Inflación | 0,035** | (0,013) | 0,033* | (0,013) | 0,035** | (0,013) | 0,033* | (0,013) |
| Crisis financiera | 0.083 | (0,054) | 0.064 | (0,058) | 0,085 | (0,054) | 0.034 | (0,066) |
| Reservas | −0,006 | (0,007) | −0,004 | (0,007) | −0,006 | (0,007) | −0,003 | (0,007) |
| PIB per cápita | −0,020 | (0,160) | 0.045 | (0,157) | −0,024 | (0,161) | 0.162 | (0,195) |
| Urbanización | 0.001 | (0,006) | 0.000 | (0,005) | 0.001 | (0,006) | −0,002 | (0,006) |
| Responsabilidad horizontal | −0,055 | (0,076) | −0,044 | (0,072) | −0,056 | (0,076) | −0,033 | (0,075) |
| Responsabilidad vertical | −0,020 | (0,075) | −0,048 | (0,072) | −0,019 | (0,075) | −0,074 | (0,078) |
| Apertura comercial | −0,001 | (0,002) | −0,001 | (0,002) | −0,001 | (0,002) | −0,001 | (0,002) |
| Protesta regional | 0,101*** | (0,015) | 0,099*** | (0,016) | 0,101*** | (0,015) | 0,099*** | (0,016) |
| Condiciones del FMI | −0,011 | (0,014) | 0.105 | (0,090) | ||||
| Observaciones | 3662 | 3662 | 3662 | 3662 | ||||
| Dentro de R2 | 0.101 | 0.101 | 0.101 | 0.101 | ||||
| programa del FMI | ||||||||
| Alineación de la Asamblea General de las Naciones Unidas | 2.864*** | (0,706) | 2.320*** | (0,615) | ||||
| Inflación | 0.008 | (0,037) | 0.013 | (0,038) | ||||
| Crisis financiera | 0,291* | (0,116) | 0,270* | (0,119) | ||||
| Reservas | −0,049** | (0,018) | −0,044** | (0,016) | ||||
| PIB per cápita | −0,903*** | (0,087) | −0,853*** | (0,081) | ||||
| Urbanización | 0,022*** | (0,004) | 0,023*** | (0,004) | ||||
| Responsabilidad horizontal | −0,092 | (0,096) | −0,046 | (0,098) | ||||
| Responsabilidad vertical | 0,326** | (0,113) | 0,273* | (0,110) | ||||
| Apertura comercial | 0.001 | (0,003) | 0.001 | (0,003) | ||||
| Protesta regional | 0,028 | (0,019) | 0.020 | (0,017) | ||||
| Observaciones | 3901 | 3901 | ||||||
| Pseudo-R2 | 0.245 | 0.245 | ||||||
| Condiciones del FMI | ||||||||
| instrumento compuesto | −0,101*** | (0,024) | ||||||
| Componente invariante en el tiempo | 0.352 | (0,312) | ||||||
| Componente variable en el tiempo | 0,116* | (0,050) | ||||||
| Inflación | −0,004 | (0,031) | ||||||
| Crisis financiera | 0,321** | (0,105) | ||||||
| Reservas | −0,012 | (0,010) | ||||||
| PIB per cápita | −1.222*** | (0,192) | ||||||
| Urbanización | 0,028** | (0,009) | ||||||
| Responsabilidad horizontal | −0,103 | (0,116) | ||||||
| Responsabilidad vertical | 0,325* | (0,134) | ||||||
| Apertura comercial | 0.002 | (0,003) | ||||||
| Protesta regional | 0.006 | (0,013) | ||||||
| Observaciones | 3998 | |||||||
| Dentro de R2 | 0,077 | |||||||
| Estadística F del instrumento | 18.34 | |||||||
Notas : Errores estándar robustos agrupados en los países que se muestran entre paréntesis. Niveles de significancia: *p < .05 **p < .01 ***p < .001.
Volviendo al modelo de selección de programas del FMI, confirmamos que la alineación de los votos de la Asamblea General de la ONU es un fuerte predictor de los programas del FMI. Los predictores adicionales se comportan como se esperaba: los programas del FMI son más probables en caso de crisis financieras, cuando los países tienen reservas más bajas, ingresos per cápita más bajos y niveles más altos de urbanización. Los prestatarios del FMI también tienden a ser más democráticos en términos de rendición de cuentas ante la sociedad civil. La última columna incluye un modelo auxiliar para el conteo de las condiciones del FMI. Nuestro instrumento de shift-share alcanza el umbral convencional para instrumentos fuertes ( F = 18,34). También encontramos que los países enfrentan más condiciones si enfrentan una crisis financiera, si son más pobres, más urbanizados y más democráticamente responsables.
El Cuadro 2 examina cómo diversas condiciones de política del FMI afectan la frecuencia de las protestas. Es importante destacar que el coeficiente estadísticamente significativo de los programas del FMI ahora puede interpretarse como el efecto residual después de considerar los efectos de las dificultades debido a las condiciones estructurales. Nos centramos en las cinco reformas identificadas como propensas a desencadenar protestas: medidas de política fiscal, reforma del sector público, liberalización de precios, políticas cambiarias y privatización. No encontramos coeficientes significativos para ningún tipo de condiciones de política. Este resultado se cumple cuando asumimos que las condiciones son exógenas, así como cuando asumimos que son endógenas y adoptamos una regresión de variables instrumentales de cambio compartido. Las estadísticas F de Kleibergen-Paap de los instrumentos de cambio de participación están ligeramente por debajo del umbral convencional de diez, y muy por debajo de las condiciones fiscales. Dada la debilidad de los instrumentos, no queremos sacar conclusiones de los hallazgos, especialmente sobre las condiciones fiscales.
Tabla 2 . El efecto de los programas y la condicionalidad del FMI en las protestas.
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|---|---|---|---|---|---|---|
| Grupo A | ||||||
| Condiciones de política fiscal | −0,008 | (0,022) | −0,006 | (0,022) | 0,127 | (0,244) |
| programa del FMI | 0,109** | (0,038) | 0,328* | (0,150) | 0,235* | (0,108) |
| Variables de control | Sí | Sí | Sí | |||
| Modelo de selección | No | Sí | Sí | |||
| Condiciones instrumentadas | No | No | Sí | |||
| Observaciones | 3662 | 3662 | 3662 | |||
| Dentro de R2 | 0.101 | 0.101 | 0.101 | |||
| Observaciones | 3901 | 3901 | ||||
| Pseudo-R2 | 0.245 | 0.245 | ||||
| Estadística F | 13.927 | 13.927 | ||||
| Observaciones | 3927 | |||||
| Dentro de R2 | 0,072 | |||||
| Estadística F | 1.174 | |||||
| Grupo B | ||||||
| Condiciones del sector público | 0.045 | (0,044) | 0.045 | (0,044) | −0,627 | (0,549) |
| programa del FMI | 0,097* | (0,038) | 0,319* | (0,151) | 0,402** | (0,146) |
| Variables de control | Sí | Sí | Sí | |||
| Modelo de selección | No | Sí | Sí | |||
| Condiciones instrumentadas | No | No | Sí | |||
| Observaciones | 3662 | 3662 | 3662 | |||
| Dentro de R2 | 0.101 | 0.101 | 0.101 | |||
| Pseudo-R2 | 3901 | 3901 | ||||
| Observaciones | 0.245 | 0.245 | ||||
| Estadística F | 17.314 | 17.314 | ||||
| Observaciones | 3927 | |||||
| Dentro de R2 | 0,058 | |||||
| Estadística F | 7.103 | |||||
| Grupo C | ||||||
| Condiciones de liberalización de precios | −0,054 | (0,039) | −0,055 | (0,039) | −0,016 | (0,360) |
| programa del FMI | 0,112** | (0,038) | 0,336* | (0,150) | 0,341** | (0,124) |
| Variables de control | Sí | Sí | Sí | |||
| Modelo de selección | No | Sí | Sí | |||
| Condiciones instrumentadas | No | No | Sí | |||
| Observaciones | 3662 | 3662 | 3662 | |||
| Dentro de R2 | 0.102 | 0.102 | 0.102 | |||
| Observaciones | 3901 | 3901 | ||||
| Pseudo-R2 | 0.245 | 0.245 | ||||
| Estadística F | 14.182 | 14.182 | ||||
| Observaciones | 3927 | |||||
| Dentro de R2 | 0.061 | |||||
| Estadística F | 7.954 | |||||
| Grupo D | ||||||
| Condiciones cambiarias | −0,031 | (0,030) | −0,029 | (0,029) | 0.225 | (0,206) |
| programa del FMI | 0,130** | (0,042) | 0,346* | (0,151) | 0,264* | (0,128) |
| Variables de control | Sí | Sí | Sí | |||
| Modelo de selección | No | Sí | Sí | |||
| Condiciones instrumentadas | No | No | Sí | |||
| Observaciones | 3662 | 3662 | 3662 | |||
| Dentro de R2 | 0.101 | 0.101 | 0.101 | |||
| Observaciones | 3901 | 3901 | ||||
| Pseudo-R2 | 0.245 | 0.245 | ||||
| Estadística F | 18.135 | 18.135 | ||||
| Observaciones | 3998 | |||||
| Dentro de R2 | 0,075 | |||||
| Estadística F | 5.247 | |||||
| Grupo E | ||||||
| Condiciones de privatización | 0.004 | (0,062) | 0.004 | (0,061) | −1.069 | (0,695) |
| programa del FMI | 0,102** | (0,038) | 0,324* | (0,150) | 0,375* | (0,155) |
| Variables de control | Sí | Sí | Sí | |||
| Modelo de selección | No | Sí | Sí | |||
| Condiciones instrumentadas | No | No | Sí | |||
| Observaciones | 3662 | 3662 | 3662 | |||
| Dentro de R2 | 0.100 | 0.100 | 0.100 | |||
| Observaciones | 3901 | 3901 | ||||
| Pseudo-R2 | 0.245 | 0.245 | ||||
| Estadística F | 16.068 | 16.068 | ||||
| Dentro de R2 | 3998 | |||||
| Observaciones | 0.063 | |||||
| Estadística F | 9.923 |
Notas: Errores estándar robustos agrupados en los países que se muestran entre paréntesis. Niveles de significancia: *p < .05 **p < .01 ***p < .001.
Ahora probamos las implicaciones observables de los efectos de alienación. El Cuadro 3 examina el efecto de las intervenciones del FMI en las protestas bajo diferentes orientaciones partidistas del gobierno prestatario. Como lo muestra la estimación incondicional del efecto marginal, los gobiernos de todos los niveles enfrentan riesgos algo elevados de protesta bajo los programas del FMI. Sin embargo, encontramos que este efecto es más fuerte entre los gobiernos de izquierda (panel A). Si un gobierno de izquierda participa en un programa del FMI, la probabilidad de protesta aumenta del 32,2% (IC 95%: 23,0%–41,4%) al 53,5% (IC 95%: 40,6%–66,5%). Para un gobierno de derecha, este aumento es menor, del 42,7% (IC 95%: 33,8%-51,6%) al 47,5% (IC 95%: 37,7%-57,4%). Esto sugiere que «venderse» al Fondo (independientemente de las políticas acordadas) es especialmente perjudicial para los gobiernos de izquierda.
Tabla 3 . El efecto de los programas y la condicionalidad del FMI en las protestas, moderados por la ideología política del gobierno .
| celda vacía | (1) | celda vacía | (2) | celda vacía | (3) | celda vacía | (4) | celda vacía |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Grupo A | ||||||||
| programa del FMI | 0,049 | (0,045) | 0.257 | (0,152) | 0,074 | (0,050) | 0.217 | (0,157) |
| Gobierno de izquierda | −0,104* | (0,053) | −0,099 | (0,053) | −0,104 | (0,053) | −0,102 | (0,054) |
| Programa del FMI x Izquierda | 0,164** | (0,060) | 0,164** | (0,060) | 0,165** | (0,060) | 0,164** | (0,059) |
| Condiciones del FMI | −0,011 | (0,014) | 0,097 | (0,092) | ||||
| Variables de control | Sí | Sí | Sí | Sí | ||||
| Modelo de selección | No | Sí | No | Sí | ||||
| Condiciones instrumentadas | – | – | No | Sí | ||||
| Observaciones | 3662 | 3662 | 3662 | 3662 | ||||
| Dentro de R2 | 0.104 | 0.104 | 0.105 | 0.105 | ||||
| Observaciones | 3901 | 3901 | ||||||
| Pseudo-R2 | 0.245 | 0.245 | ||||||
| Estadística F | 16.079 | 14.045 | ||||||
| Dentro de R2 | 3927 | |||||||
| Observaciones | 0,077 | |||||||
| Estadística F | 18.101 | |||||||
| Grupo B | ||||||||
| programa del FMI | 0,226** | (0,079) | 0.281 | (0,157) | 0,250** | (0,078) | 0,308* | (0,131) |
| Reincidencia del FMI | 0,240** | (0,080) | 0.207 | (0,126) | 0,239** | (0,080) | −0,190 | (0,350) |
| Programa del FMI x Reincidencia | −0,281** | (0,099) | −0,284** | (0,098) | −0,281** | (0,099) | −0,270** | (0,104) |
| Condiciones del FMI | −0,010 | (0,014) | 0.283 | (0,250) | ||||
| Variables de control | Sí | Sí | Sí | Sí | ||||
| Modelo de selección | No | Sí | No | Sí | ||||
| Condiciones instrumentadas | – | – | No | Sí | ||||
| Observaciones | 3592 | 3592 | 3592 | 3592 | ||||
| Dentro de R2 | 0.109 | 0.109 | 0.109 | 0.109 | ||||
| Observaciones | 3833 | 3833 | ||||||
| Pseudo-R2 | 0.414 | 0.414 | ||||||
| Estadística F | 15.225 | 15.262 | ||||||
| Dentro de R2 | 0.123 | |||||||
| Observaciones | 3927 | |||||||
| Estadística F | 13.096 | |||||||
Notas: Condiciones se refiere al número total de condiciones vinculantes. Estimación de máxima verosimilitud de un sistema recursivo de ecuaciones. Errores estándar robustos agrupados en los países que se muestran entre paréntesis. Niveles de significancia: *p < .05 **p < .01 ***p < .001.
El Cuadro 3 también analiza el efecto de las intervenciones del FMI en las protestas para diferentes historias de participación previa del FMI, medido por el tiempo compartido en el que el país ha estado bajo un programa del FMI en los últimos cinco años (panel B). Encontramos que ingresar a un programa del FMI aumenta más la probabilidad de protestas cuando los países no tienen un historial reciente de intervención. La figura 2 muestra el efecto marginal de los programas del FMI en toda la gama de valores sobre la reincidencia del FMI. Los hallazgos refuerzan la hipótesis de la alienación: los gobiernos que ya han pagado el costo de soberanía de estar bajo la tutela del FMI se benefician de una incidencia de protestas significativamente menor.
4.2 . Pruebas de robustez
Presentamos pruebas de robustez adicionales en el apéndice. Primero reemplazamos los polinomios de tiempo cúbicos por efectos fijos por año. Nuestras estimaciones de interés no se ven afectadas cualitativamente pero se estiman con menor precisión ( Tabla A2 ). A continuación analizamos diferentes estructuras de rezago. Encontramos que las protestas inducidas por el FMI persisten durante dos desfases, pero los efectos condicionales con los gobiernos de izquierda desaparecen en los desfases y con la reincidencia del FMI en el segundo desfase. Los resultados sobre los gobiernos de izquierda son plausibles porque los programas del FMI pueden provocar cambios de gobierno y, por lo tanto, es posible que la gente no pueda culpar a los gobiernos entrantes por los actos de su predecesor ( Tabla A3 ). Otra forma de tener en cuenta la dinámica temporal y dar mayor credibilidad a la explicación basada en la alienación es separar los años de inicio del programa de los años posteriores del programa y los años de anticipación. La intuición es que, si bien la alienación se siente inmediatamente, los efectos de las dificultades tienden a acumularse a medida que se implementan los programas. Encontramos que el efecto del inicio del programa del FMI tiende a ser mayor que el efecto de permanecer bajo un programa del FMI. Además, los efectos de alienación parecen mantenerse mientras un gobierno de izquierda esté bajo un programa del FMI ( Tabla A4 ).
Para verificar que nuestros resultados no estén impulsados por tipos de protesta específicos, desagregamos la medida de protesta en tres cargos: huelgas, disturbios y protestas antigubernamentales. Como encontramos efectos estadísticamente significativos para todos los tipos de protesta, concluimos que nuestros resultados no están impulsados por submedidas específicas de protesta ( Tabla A5 ).
A continuación, consideramos formas alternativas de contabilizar las características de diseño del programa. Nuestros resultados se mantienen al controlar conjuntamente todos los tipos de condiciones de política ( Tabla A6 ). Es importante destacar que verificamos que nuestros resultados se mantengan al considerar que es posible que algunas condiciones nunca se implementen porque el Directorio Ejecutivo del FMI decidió renunciar a ellas. Suponiendo que los gobiernos deban intentar implementar las condiciones restantes para obtener asistencia del FMI, seguimos sin encontrar evidencia de efectos de penuria ( Tabla A7 ).
Además, consideramos modelos econométricos alternativos. Dados los datos de conteo, la máxima verosimilitud pseudo-Poisson es un enfoque alternativo, aunque no puede estimar conjuntamente ambas ecuaciones. Aquí implementamos un enfoque de función de control en el que primero predecimos si un país está bajo un programa del FMI, obtenemos los residuos y los incluimos en un modelo de Poisson de efectos fijos. Este estimador de dos pasos puede subestimar los errores estándar, pero las estimaciones puntuales son similares a nuestros resultados principales que utilizan regresiones linealizadas ( Tabla A8 ).
Además, mostramos que nuestros hallazgos no están impulsados por explicaciones alternativas. En primer lugar, los países pueden diferir en su posición negociadora frente al Fondo, por ejemplo debido a la alineación geopolítica con países donantes poderosos ( Breen 2013 ; Dreher et al. 2015 ; Lipscy y Lee, 2019 ). Si el alineamiento geopolítico se correlaciona con la ideología de izquierda, nuestros hallazgos serían falsos. Medimos la alineación geopolítica de un prestatario con los países del G7 según los patrones de votación de la Asamblea General de la ONU ( Bailey et al. 2015 ). En segundo lugar, los gobiernos de izquierda y los países con un historial de endeudamiento pueden elegir políticas económicas sistemáticamente diferentes (incluso cuando enfrentan programas similares del FMI), lo que puede afectar los patrones de protesta. Probamos esta posibilidad interactuando el indicador del programa con los ingresos tributarios, la inflación (registrada) y la prevalencia de las crisis financieras en los últimos cinco años. En tercer lugar, investigamos si los resultados están impulsados por estructuras estatales político-administrativas específicas. Por ejemplo, la (falta de) capacidad estatal puede afectar tanto la reincidencia del FMI como las oportunidades de protesta. Controlamos este efecto condicionante utilizando el Índice de Capacidad Estatal (
( Hanson y Sigman 2016 ). En todas las pruebas anteriores, nuestros resultados principales no se ven afectados ( Tabla A9 ). 7
De manera similar, mostramos que los resultados no son artefactos de inestabilidad política. Caracterizamos la inestabilidad política por el debilitamiento del respeto a los derechos humanos, la rotación irregular de los gobernadores de los bancos centrales, las elecciones ejecutivas y los golpes de estado. Si bien consideramos que todos estos incidentes de inestabilidad política están relacionados con protestas, nuestros principales resultados no se ven afectados ( Tabla A10 ).
Una posible explicación rival a nuestros resultados condicionales sobre los gobiernos de izquierda es que estos gobiernos, si son presionados por el Fondo, emprenden cambios políticos dramáticos que podrían provocar que sus partidarios protesten para evitar tal cambio. Para los gobiernos de derecha, esta lógica no se aplica porque sus partidarios no protestan contra las reformas liberalizadoras del mercado y sus políticas ya son relativamente liberales desde el punto de vista económico. Para probar si los gobiernos de diferentes ideologías varían con respecto a la cantidad de reformas liberalizadoras del mercado que promulgan, hacemos una regresión del cambio en el Índice de Libertad Económica de la Heritage Foundation a su nivel rezagado, un modelo ficticio del FMI interactuó con el partidismo gubernamental y diferentes conjuntos de control S. Si bien encontramos que los gobiernos de izquierda en general implementan menos reformas, no hay diferencias significativas entre los diferentes partidos cuando un programa del FMI los presiona para hacerlo ( Tabla A11 ). A su vez, esto corrobora que a los manifestantes les molesta la «vendición» de un gobierno de izquierda a un actor extranjero, en lugar de la camisa de fuerza supuestamente mayor que adoptan los gobiernos de izquierda bajo los programas del FMI.
Finalmente, algunos académicos han expresado su preocupación de que las medidas de protesta del conjunto de datos CNTS estén sesgadas porque se basan en una única fuente de noticias, centrándose así en países de habla inglesa, países más próximos a los EE. UU. y protestas a gran escala con consecuencias significativas. valor noticioso ( Herkenrath y Knoll 2011 ). Para mitigar ese sesgo, reestimamos nuestra regresión principal controlando adicionalmente el número anual (registrado) de noticias sobre un país determinado en el New York Times, la fuente de noticias en la que se basan los datos de la CNTS. Si bien encontramos una asociación fuertemente positiva entre los eventos de protesta y la cobertura general, la relación entre los programas del FMI y las protestas no se ve afectada ( Cuadro A12 ).
4.3 . Efectos de las dificultades de las comparaciones de programas
No encontramos efectos significativos de las condiciones del FMI sobre las protestas. Esto no debe interpretarse como una falta de evidencia de los efectos de las dificultades, ya que un simple recuento de las condiciones de las políticas puede oscurecer la intensidad del ajuste fiscal subyacente a la protesta. Para abordar este desafío, utilizamos datos sobre el alcance del ajuste fiscal, disponibles para 138 programas del FMI en 1999-2012 ( Guimaraes y Ladeira 2021 ). Con el programa individual como unidad de análisis, no podemos probar simultáneamente los efectos de las dificultades y los efectos de alienación porque este último se basa en comparaciones entre los años sin programa y con programa.
El Cuadro 4 muestra los resultados de las regresiones de las protestas sobre el ajuste fiscal requerido (o ‘austeridad’) utilizando efectos fijos por país, efectos por año de aprobación y varios conjuntos de variables de control. El primer conjunto incluye el saldo fiscal previo al programa, que captura la salud fiscal de un país en el año anterior al programa del FMI, así como la duración del programa, dado que los programas más largos pueden evocar diferentes expectativas en la población. El segundo modelo suma los recuentos de las condiciones totales y fiscales: medidas estándar de las cargas de ajuste. El tercer modelo añade fundamentos macroeconómicos . En todas las especificaciones del modelo, encontramos una relación positiva estadísticamente significativa entre la intensidad del ajuste fiscal requerido y la frecuencia de las protestas. Interpretamos estos resultados como evidencia de que una mayor austeridad probablemente inflija mayores dificultades, aumentando así la probabilidad de protestas.
Tabla 4 . El efecto del ajuste fiscal requerido dentro de los programas del FMI sobre la protesta.
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|---|---|---|---|---|---|---|
| Protestas | ||||||
| Saldo fiscal previo al programa | 0,048 | (0,117) | 0,097 | (0,112) | 0,049 | (0,114) |
| Saldo fiscal requerido | 0,324* | (0,133) | 0,308** | (0,117) | 0,370*** | (0,103) |
| Duración del programa | 0.590 | (0,383) | 0.595 | (0,381) | 0.719 | (0,417) |
| Condiciones totales | −0,045 | (0,048) | −0,022 | (0,056) | ||
| Condiciones fiscales | 0.010 | (0,097) | −0,043 | (0,151) | ||
| El crecimiento del PIB (%) | 0,069 | (0,068) | ||||
| Población menor de 15 años (%) | −0,399 | (0,365) | ||||
| Saldo de la cuenta corriente (%) | −0,033 | (0,048) | ||||
| Elección | 0.836 | (0,785) | ||||
| Observaciones | 81 | 81 | 81 | |||
| Logística de probabilidad | −54,2 | −52,6 | −50,0 |
Notas: Estimación de máxima probabilidad pseudo-Poisson de protesta en el primer año del programa con efectos fijos por país, efectos fijos por año de aprobación y errores agrupados por países. La unidad de análisis es el programa. El equilibrio fiscal requerido se mide en el primer año del programa ( Guimaraes y Ladeira 2021 ). Niveles de significancia: *p < .05 **p < .01 ***p < .001.
5 . Conclusión
Este artículo examinó el impacto del ajuste estructural en la protesta. Si bien trabajos anteriores enfatizaron los efectos de las dificultades relacionados con la implementación de la austeridad y las reformas estructurales, sostuvimos que el ajuste estructural también desencadena un efecto de alienación que complementa los efectos de las dificultades. Utilizando una muestra de 168 países entre 1980 y 2014, aprovechamos datos detallados sobre las condiciones del FMI para desenredar los dos mecanismos.
Por un lado, las condiciones del FMI pueden generar dificultades económicas dentro de las sociedades que provoquen protestas en los grupos afectados. Probamos el impacto de cinco políticas que se cree que desencadenan protestas: austeridad fiscal, reforma del sector público, liberalización de precios, políticas cambiarias y privatización. Teniendo en cuenta la posible endogeneidad de las condiciones de política y los programas del FMI, no encontramos efectos (incondicionales) de la condicionalidad del FMI en áreas de reforma estructural sobre el número de protestas. Sin embargo, encontramos que el monto del ajuste fiscal solicitado está fuertemente relacionado positivamente con las protestas, lo que demuestra la existencia de efectos de penuria debido a la austeridad. Por otro lado, las reformas liberalizadoras del mercado pueden generar alienación entre la población, especialmente cuando son impuestas por un actor extranjero como el FMI. Nuestros resultados son consistentes con esta explicación. En primer lugar, los efectos residuales de los programas del FMI (después de tener en cuenta la condicionalidad) están relacionados positivamente con el número de protestas. En segundo lugar, estos efectos son particularmente fuertes para los gobiernos de izquierda, para quienes el costo político de «venderse» a un actor extranjero liberalizador del mercado es mayor. En tercer lugar, estos efectos son más débiles para los gobiernos que recientemente han estado bajo un programa del FMI, porque ya han pagado el «coste de la soberanía».
En conjunto, nuestros hallazgos sugieren que la alienación es tan importante (si no más) que los agravios económicos para explicar por qué el ajuste estructural engendra protestas masivas. Nuestras no conclusiones sobre algunas áreas de políticas de condicionalidad no implican que los efectos de las dificultades económicas no importen. Al controlar las crisis económicas, nuestros modelos plantearon un listón alto contra la hipótesis de las dificultades, ya que efectivamente comparan países en apuros económicos pero con diferentes patrones de participación del FMI. Elegimos este enfoque para evitar apropiarnos indebidamente de las protestas contra la intervención del FMI cuando, en cambio, son el resultado de una economía en declive general ( Auvinen, 1996 ).
Si bien nuestros resultados hacen avances importantes en los mecanismos subyacentes a las protestas, no podemos probar definitivamente que los programas del FMI causan protestas debido a efectos de alienación. Esto se debe a que tuvimos que inferir la alienación como parte del efecto residual después de tener en cuenta los efectos de las dificultades asociadas con las condiciones del FMI. Esto produce estimaciones válidas sólo si capturamos los efectos de las dificultades lo suficientemente bien con condiciones tales que el efecto residual no incluya aspectos no medidos de las dificultades. Aumentamos la confianza en nuestra explicación al corroborar implicaciones observables adicionales que pueden interpretarse significativamente sólo cuando existen efectos de alienación: las protestas contra los programas del FMI son más frecuentes bajo gobiernos de izquierda, así como entre los prestatarios que no repiten. En el primero, la población interpreta la invitación del Fondo como un acto de traición a los valores compartidos , mientras que en el segundo, los gobiernos aún no han pagado el costo de soberanía de la tutela del FMI. Además, descartamos que los gobiernos de izquierda implementen reformas de liberalización del mercado más ampliamente que otros gobiernos si estuvieran bajo la tutela del FMI, lo que podría haber impulsado patrones de protesta diferenciales. Finalmente, los casos cualitativos que demuestran la existencia de efectos de alienación establecen aún más la plausibilidad de nuestros hallazgos ( Ortiz y Béjar, 2013 ).
Las investigaciones futuras deberían desarrollar medidas mejoradas y pruebas empíricas de los efectos de la alienación. Dado que la alienación es un concepto a nivel individual, la investigación a nivel macro es necesariamente limitada e implica desafíos. Por ejemplo, si bien podríamos considerar los servicios del FMI sin condicionalidad para descartar decisivamente efectos de penuria no medidos, estos nuevos servicios no representan contrafácticos plausibles porque el público sabe que no conllevan ninguna condicionalidad. De manera similar, no podemos explotar las diferencias temporales entre el acuerdo y la implementación del programa porque muchos programas incluyen acciones previas que los gobiernos deben implementar antes de obtener un préstamo. Además, si la gente prevé dificultades, no necesita esperar hasta que se materialicen para movilizarse y protestar. Estas dificultades apuntan a los experimentos de encuestas como la única alternativa viable para aislar los diversos mecanismos subyacentes a las protestas del FMI.
Nuestros resultados proporcionan información sobre cómo el ajuste estructural –impulsado a través de agendas políticas de poderosas organizaciones internacionales– afecta las protestas masivas a nivel nacional. Contienen lecciones importantes para los responsables de la formulación de políticas. Dada la importancia de los efectos de alienación, los responsables de las políticas orientadas a las reformas deben ser conscientes de que no sólo importa el contenido de las políticas, sino también el proceso mediante el cual se introducen.
La imposición extranjera –aunque sólo sea percibida– puede socavar la agenda de reformas al provocar agitaciones políticas. Por lo tanto, nuestro hallazgo arroja dudas sobre los argumentos relacionados de que los gobiernos con mentalidad reformista pueden utilizar potencias extranjeras como el Fondo como «chivos expiatorios». Invitar a potencias extranjeras es una pendiente resbaladiza: si bien permite a los gobiernos evitar ser culpados por políticas impopulares, podría alienar a la población, desestabilizar los sistemas políticos y, por lo tanto, socavar el progreso hacia las reformas.
Agradecimientos
Se agradece la financiación de la Fundación Gerda Henkel (“Las implicaciones para la seguridad humana de las reformas políticas de liberalización del mercado del Fondo Monetario Internacional”). Agradecemos a Hamza Bennani, Lisa Dellmuth, Timon Forster, Adam Lerner y a los participantes del grupo de Política Comparada de la Universidad de Glasgow y de la 14ª Conferencia de Economía Política de las Organizaciones Internacionales en Oxford por sus comentarios.
