La democracia atraviesa un periodo de alta conflictividad en Latinoamérica, reflejado en niveles decrecientes de legitimidad política y un incremento del descontento y malestar de la ciudadanía. En este marco, se analizaron las características de la cultura política local a través de la alienación política y el clima socioemocional como formas de describir el bienestar-malestar político. Además, se estudió el rol de variables de la cultura política en la predicción del clima socioemocional, enfatizando en su componente ideológico. Finalmente, se abordó la relación entre la percepción del clima social y la legitimidad democrática. Se condujo un estudio cuantitativo por encuestas sobre una muestra poblacional cuotificada de 450 cordobeses (59,1% mujeres; M edad = 33,7 años). Los resultados evidenciaron niveles elevados de cinismo político y percepción de anomia, bajos niveles de confianza política, eficacia política e integración social y un balance de negativo de clima social, presentando un escenario compatible con una cultura política caracterizada por la alienación. Además, las variables vinculadas a la alienación política, el voto y dimensiones ideológicas fueron predictores significativos de la percepción de clima social. Finalmente, el clima social predijo diferencialmente las actitudes generales hacia la legitimación del sistema político actual y de la democracia.

La situación sociopolítica latinoamericana evidencia un deterioro en los niveles de confianza y cohesión social, juntamente con una baja confianza institucional, altos niveles de corrupción, desigualdad y pobreza que, sin embargo, suceden en un marco de elevadas expectativas para el sistema político ( Zovatto Garetto, 2018 ). Muchos y muchas analistas señalan con preocupación este contexto, preguntándose por el futuro de las democracias en la región. Por ejemplo, Svampa (2018) identifica un contexto regional de alta conflictividad social, incremento de la desigualdad, crisis de los partidos políticos y emergencia de nuevas organizaciones de derecha en un marco de alta polarización política y social. El caso de Córdoba es similar, reportándose bajos niveles de implicación política, coexistentes con una alta polarización política-partidaria que tienen correlatos en distintas dimensiones de la cultura política, incluida la percepción de malestar socioemocional y la deslegitimación de los sistemas políticos (Alonso & Brussino, 2018). En este contexto, la aprobación de los gobiernos cae, no solo por su mal desempeño, sino por la frustración de demandas de bienes políticos sustantivos (Corporación Latinobarómetro, 2018). Estos desfasajes son indicadores de la erosión del capital social y político, y también pueden estar en la base del creciente malestar social.

En este escenario, se propone un análisis de cultura política con foco en el malestar de la ciudadanía en su vínculo con el sistema político y la erosión de las bases sociales de la democracia. Así, recuperando las conceptualizaciones Sabucedo (1990 ), el concepto paraguas de alienación política sirve de marco para dar cuenta de las dimensiones de la cultura política relativas a los sentimientos de las personas en relación con el sistema político. Más específicamente, la alienación política refiere a un sentimiento relativamente durable de distanciamiento del Estado y el sistema político y se entiende como causa y consecuencia de sistemas políticos con baja legitimidad (Løvseth, 2001).

Los estudios sobre alienación política recuperan un conjunto variable de dimensiones relativas a la desconfianza, distanciamiento, sensación de ineficacia y pérdida de sentido en relación con lo político. Por ejemplo, Sabucedo (1990 ) identifica cinco dimensiones: a) powerlesness (contracara de la eficacia política), que remite a la expectativa de que la propia conducta no tiene injerencia sobre los resultados políticos; b) meaninglessness (pérdida de sentido), que señala una confusión respecto de qué se debería creer; c) normlessness (anomia), vinculada a la ausencia de normas claras o la idea de que deben quebrantarse para conseguir lo que se quiere, d) aislamiento, que implica la pérdida de valor de metas colectivas; y e) autoenajenación, que remite a ser menos que lo que se cree que se podría ser si las circunstancias fueran diferentes. Por su parte, Southwell (2012 ) también incluye la (ausencia de) eficacia política, la desconfianza, el cinismo político y la anomia como dimensiones de la alienación política. En la misma línea, Malkoun (2005 ) postulaba tres dimensiones: eficacia política interna, externa y cinismo político. Siendo estas solo algunas de las definiciones posibles, nos permiten delimitar un conjunto de variables pertinentes para el abordaje empírico de la relación de la ciudadanía con el sistema político en términos de alienación política.

La literatura sugiere que este extrañamiento de las personas respecto de lo político constituye un rasgo relativamente estable de algunas culturas políticas, con efectos negativos sobre la legitimidad, desarrollo y sustentabilidad de los sistemas políticos, pudiendo erosionar las bases de una cultura cívica necesaria para la supervivencia de la democracia (Løvseth, 2001). Así, altos niveles de alienación política pueden tener consecuencias personales (e.g., sobre el bienestar psicológico), sociales (e.g., sobre el clima y bienestar social) y políticas (e.g., sobre la participación y legitimidad política) potencialmente graves, reflejando un debilitamiento de las redes de reciprocidad y cooperación (Dassonneville & Hooghe, 2018; Jenkins, 2018 ; Laca Arocena, Mejía Ceballos, & Yáñez Velasco, 2011). Es esperable encontrar una relación entre la alienación política y el malestar político y social. En función de lo expuesto, se presentan brevemente las dimensiones de la alienación política y su rol como síntomas de un malestar con consecuencias potencialmente graves para el sistema político.

La (in)eficacia política (en adelante EP) es una de las dimensiones excluyentes en la mayoría de los estudios sobre alienación política. Constituye la sensación de que la acción política individual tiene —o puede tener— un impacto en el proceso político; que el cambio social y político es viable y que se puede participar del mismo. La literatura diferencia dos dimensiones: la eficacia política interna (EPI), concerniente a la evaluación individual de cuánto poder o influencia puede la persona tener en el desarrollo de eventos y resultados políticos; y la eficacia política externa (EPE), que refiere a la receptividad y capacidad de respuesta a las demandas ciudadanas (no solo a las individuales) que se le atribuye a gobiernos e instituciones políticas (Niemi, Craig, & Mattei, 1991; Southwell, 2012 ). Esta variable ha demostrado ser un predictor de la participación política —de modo que las personas que se sienten políticamente más eficaces tienden a involucrarse más en acciones políticas, especialmente convencionales— (Acuña, Alonso, & Sorribas, 2017; Rivera, 2019 ; Southwell, 2012 ), aunque su rol específico respecto del malestar político ha sido menos explorado (Chávez Ortega & Valdez Estrella, 2018).

La confianza política y el cinismo político tienen una cercanía conceptual —aunque son empíricamente distinguibles— con la EPE. La confianza política es un constructo relativamente más específico y sus evaluaciones menos estables en el tiempo, fluctuando más en función del contexto político y económico (Corporación Latinobarómetro, 2018). De este modo, remite a orientaciones evaluativas hacia objetos políticos concretos, basada en la correspondencia entre el desempeño institucional y las expectativas ciudadanas (Miller & Listhaug, 1990). Desde esta perspectiva, los juicios de confianza conllevan implícitamente evaluaciones sobre la credibilidad, justicia y competencia de esos actores políticos (Levi & Stoker, 2000): bajos niveles de confianza política señalan que algún aspecto del sistema político no funciona como debería o no alcanza a cumplir con expectativas altas.

Por otro lado, el cinismo político es definido como una actitud negativa generalizada hacia los políticos y la política, sostenida principalmente en la idea de que los políticos priorizan sus intereses personales por sobre los de la sociedad (Pattyn, Van Hiel, Dhont, & Onraet, 2012). Representaría, entonces, una reacción a un sentimiento de desconfianza política generalizada (Schiffman, Thelen, & Sherman, 2010) y, por tanto, también se asocia a bajos niveles de confianza y eficacia política (Brussino, Alonso, & Imhoff, 2015). Además, alguna literatura señala su vínculo con la ideología política, discutiendo su asociación con posiciones críticas sobre el sistema político. Sin embargo, Janos, Espinosa, y Pacheco (2018) encontraron en Perú una relación positiva significativa entre actitudes conservadoras y el cinismo político. Por su parte, Carvacho y Haye (2008 ) reportaban en Chile una correlación apenas modesta entre la orientación ideológica (en términos de derecha/izquierda) y el cinismo político.

En conjunto, la EP, la confianza política y el cinismo son variables relacionadas, pero con distinto nivel de abstracción: mientras que la confianza política expresa orientaciones evaluativas hacia autoridades específicas, la EPE remite a la capacidad de respuesta de estas a las demandas ciudadanas, y el cinismo —siendo su contracara— recoge evaluaciones más generales al referir a una sospecha generalizada sobre todo el ámbito de lo político. Por ejemplo, Pattyn et al. (2012) encontraron una relación negativa entre el cinismo político y la confianza, participación e interés político, y una relación positiva con la impotencia política y anomia. En la misma línea, Pinkleton, Van de Vord, y Austin (2010) encontraban que quienes se involucraban políticamente tendían a ser menos cínicos; aunque otros señalan que el cinismo puede catalizar un mayor involucramiento si se asocia a un pensamiento más crítico (Fu, Mou, Miller, & Jalette, 2011). En esta línea, Rivera (2019 ) da cuenta con datos de Latinoamérica que la EP y la confianza política se refuerzan mutuamente, potenciando la participación política en espacios convencionales o institucionalizados. Estas variables también tendrían su correlato en la disminución de la confianza interpersonal y la participación en el ámbito social (Schyns & Koop, 2010).

Por su parte, la confianza interpersonal remite a la integración o capital social ( Uslaner, 1999 ), expresado en variables como la confianza o la cohesión. La integración social constituye una de las bases sociales de la democracia: promueve la empatía respecto de los intereses de otros, la cooperación, la participación en la comunidad y la tolerancia ( Uslaner, 1999 ). En general, refleja normas y valores compartidos, constituyendo así un prerrequisito para el proceso democrático y puede constituir un catalizador de acciones colectivas ( Rivera, 2019 ). En este punto, Løvseth (2001) sostiene que el aislamiento social se relaciona también con la ausencia de normas (anomia), dado que estas no pueden funcionar sin la cooperación y la expectativa de que otros también van a seguirlas, afectando negativamente a las expectativas hacia el sistema. Así, la caída en el capital social erosionaría también la participación y confianza política.

Mencionábamos entonces que una de las características de los contextos de alienación y ruptura entre las personas y la sociedad es la anomia ( Rodríguez García, 2006 ). Este constructo se presenta como el correlato subjetivo de condiciones sociales de desregulación y ausencia de normas claras, articulando elementos macrosociales y macropolíticos con aspectos individuales (Beramendi, Pezzia, & Acosta, 2020). Desde la psicología política en particular, se enfatiza en la pérdida de sentido o de referencia, que implica una incapacidad para entender cómo funciona el sistema político o el mundo social, elegir entre distintos estímulos y predecir resultados (Løvseth, 2001). En este marco, se le asigna un rol significativo en el debilitamiento de las bases normativas y sociales de la democracia, redundando en un incremento de la trasgresión normativa y la corrupción (Benbenaste, Etchezahar, & Del Río, 2008) y en el incremento del malestar y la percepción del contexto como amenazante. Así, la anomia tendría efectos sobre aspectos individuales y colectivos: a nivel personal se relacionaría con menor bienestar y satisfacción con la vida, redundando en reacciones autoritarias como forma de recuperar el control (Jugert & Duckitt, 2009); y, a nivel social, con un retiro de la vida social hacia grupos pequeños y seguros (Teymoori, Bastian, & Jetten, 2017). En este línea, Beramendi et al. (2020) dieron cuenta de cómo una percepción negativa del sistema normativo en Argentina, Perú y Venezuela tenía correlatos emocionales negativos en las personas y se asociaba con una menor identificación nacional, prediciendo menor orgullo e identificación con la patria. Para Argentina, Muratori, Delfino, y Zubieta (2013) encontraron altos niveles de frustración anómica entre estudiantes universitarios de Buenos Aires, que se relacionaban negativamente con la percepción de confianza institucional. Sin embargo, altos niveles de anomia y desconfianza convivían con un alto grado de bienestar social, paradoja que las autoras interpretaron como evidencia de la anomia y la desconfianza como rasgos culturalmente arraigados: no constituiría un síntoma de una crisis o transición, sino una característica estable de la cultura política.

Finalmente, es preciso mencionar que la cultura política no es homogénea y que existen dimensiones individuales que intervienen en la conformación de actitudes y comportamientos respecto del sistema político (Alonso & Brussino, 2018). En este sentido, la evidencia empírica sugiere que las personas que pertenecen a grupos menos favorecidos de la sociedad (por ejemplo, de menor nivel educativo y socioeconómico) manifestarán también más signos de alienación política y evidenciarán un mayor malestar social (e.g., Goubin & Hooghe, 2020; Malkoun, 2005 ). En la misma línea, la edad puede ser otra dimensión demográfica que afecte a la conformación de actitudes políticas como expresión de cambios generacionales en el contexto de socialización política: es posible que las generaciones más jóvenes manifiesten más signos de alienación política (Alonso & Brussino, 2018).

En conjunto, las dimensiones de la alienación política son expresión de la erosión de la relación de la sociedad con el sistema político. En este marco, analiza cómo estas dimensiones pueden intervenir en la explicación de la percepción del clima socioemocional, entendido como aproximación al malestar social. Efectivamente, la literatura incluye esta variable en sus estudios sobre el bienestar psicológico y social y la asocia también a la confianza política (e.g., Muratori & Zubieta, 2015; Zubieta, Muratori & Mele, 2012): cuando se percibe el clima de modo más positivo, también se manifiesta mayor bienestar y confianza y se identifican menos problemas sociales.

De modo específico, el clima socioemocional refiere a las emociones y sentimientos colectivos predominantes en un momento y contexto determinados (Páez et al., 1997 ), respondiendo a patrones de interacción social dominantes; es decir, a estructuras sociales (y políticas) subyacentes (De Rivera & Páez, 2007). Si bien influenciado por eventos sociales, políticos o económicos —lo que conlleva la posibilidad de transformación en periodos relativamente cortos de tiempo— el clima socioemocional constituye una característica más duradera que las emociones colectivas episódicas o el estado de ánimo general ( De Rivera, 1992 ). Al mismo tiempo, no refiere a emociones individuales, sino a aquellas que se percibe que predominan en el entorno, impregnando tanto las relaciones sociales (Páez et al., 1997 ) como las propias emociones ante objetos sociales y políticos, interviniendo en la conformación de actitudes y conductas colectivas (Zubieta et al., 2012 ).

En este marco, la literatura adscribe cierta responsabilidad a gobiernos y gobernantes respecto del clima socioemocional dominante (dimensión macrosocial) (Páez, Espinosa, & Bobowik, 2013). Al mismo tiempo, existe una dimensión analítica de orden individual: la forma en que se percibe el clima social puede estar condicionada por necesidades y características individuales y por procesos microsociales de participación y comunicación (De Rivera & Páez, 2007). Consecuentemente, es esperable que esta percepción no sea homogénea entre distintos grupos sociales, pudiendo verse afectada por dimensiones individuales como la propia posición en la sociedad.

Una dimensión individual de interés en relación con la percepción del clima socioemocional es la ideología política. Alguna evidencia sugiere que las personas de izquierda tendrían visiones del clima socioemocional más positivas, al tiempo que las personas de derecha manifestarían mayores niveles de malestar político (Miller & Listhaug, 1990; Muratori & Zubieta, 2015). Sin embargo, otra literatura sugiere que las personas progresistas tienden a manifestar mayores niveles de malestar y son más infelices que las personas conservadoras, aunque estas diferencias pueden ser menos notables en contextos de mayor estabilidad (e.g., Onraet, Van Assche, Roets, Haesevoets, & Van Hiel, 2017). Esta evidencia aparentemente contradictoria, puede ser mejor explicada analizando la intervención del contexto en estas relaciones. El rol de la ideología puede depender de la congruencia ideológica con el gobierno de turno: haber votado al partido ganador (y/o percibirlo como ideológicamente afín) se relacionaría con una visión más positiva del contexto (mayor confianza y satisfacción, evaluaciones más positivas) (e.g., Blais, Morin-Chassé, & Singh, 2017; Lelkes, 2016 ). En este escenario, los posicionamientos ideológicos en sí mismos serían menos relevantes que la afinidad ideológica con el gobierno de turno. Efectivamente, en un estudio anterior, el voto oficialista se relacionaba positivamente con el clima socioemocional positivo (Brussino et al., 2015 ). En este caso, se espera replicar esta evidencia, pero en un escenario político diferente.

Por otra parte, en tanto la evaluación de clima socioemocional no se limita a una descripción de las condiciones objetivas del contexto sino al modo en que son percibidas por la ciudadanía, es posible que —en parte— se constituya como una justificación ad hoc para legitimar (o deslegitimar) un escenario político determinado (Cichocka & Jost, 2014). En tanto el rol de las dimensiones ideológicas no puede ser analizado sino en relación con su contexto, es preciso contemplar el signo ideológico del partido gobernante: dado que el gobierno se encontraba conducido por un partido de centro-derecha al momento de la recolección de datos , las posiciones ideológicas conservadoras podrían predecir una mayor percepción de bienestar socioemocional en este escenario.

Para el abordaje empírico de estas dimensiones ideológicas, se analizará no solo la dimensión simbólica de la ideología política (posicionamiento izquierda-derecha), sino también dos dimensiones ideológicas más complejas e interrelacionadas: el autoritarismo del ala de derechas (en adelante: RWA) y la orientación a la Dominancia Social (en adelante: SDO) (Mirisola, Sibley, Boca, & Duckitt, 2007). El RWA refiere a un conglomerado de actitudes relacionadas a la adhesión a las relaciones de autoridad y el rechazo de personas o grupos que incumplen las normas o desafían las convenciones sociales. Por su parte, la SDO refiere a la preferencia por relaciones jerárquicas entre personas y grupos y se sostiene en la creencia de que la organización jerárquica de las sociedades es el orden natural. Ambas orientaciones se han encontrado en la base de distintas actitudes y comportamientos conservadores vinculados al sostenimiento del statu quo y el rechazo a transformaciones sociales más igualitarias (e.g., el prejuicio, la discriminación, la meritocracia, el apoyo a modelos económicos neoliberales, etc.) (Wilson & Sibley, 2013).

Finalmente, se aborda la relación entre el bienestar-malestar social con las actitudes más generales hacia el sistema democrático, explorando las potenciales consecuencias de altos niveles de malestar para la legitimidad democrática. En esta línea, y siguiendo los estudios clásicos sobre legitimidad política ( Easton, 1975 ), se evaluarán tanto las actitudes específicas de legitimación o justificación del sistema político argentino (apoyo específico), como las orientaciones más generales (apoyo difuso) hacia la democracia. Al respecto, los antecedentes citados sugieren que la percepción positiva del clima socioemocional se relaciona con expectativas positivas hacia el sistema político, aunque no hay evidencia sobre si esta relación se extiende hacia la preferencia por la democracia como sistema.

En síntesis, este artículo propone 1) una descripción de la cultura política estudiando la alienación política y el clima socioemocional; 2) analiza la capacidad predictiva de la alienación política, la ideología, el voto y variables sociodemográficas sobre la percepción del clima socioemocional; y 3) explora la relación entre el clima socioemocional y las actitudes hacia el sistema político y la democracia.

Se propone un estudio cuantitativo por encuestas que incluye objetivos descriptivos y de identificación de relaciones entre variables.

Participaron 450 cordobeses/as (AR) de 18 a 70 años, seleccionadas por un muestreo autoelegido, por cuotas de sexo, edad y nivel socioeconómico (NSE) conformadas en función de los datos del Instituto Nacional de Estadística y Censos ( Muraro, 2012 ). Aunque se trató de un muestreo no probabilístico, este procedimiento permitió acceder a una muestra de características sociodemográficas similares a las de la población general. El 59,1% de las participantes fueron mujeres y el 47,3% hombres. La media de edad fue 33,7 años (SD = 14,23). Respecto del NSE, el 5,1% pertenecía a un nivel bajo inferior/marginal, el 17,9% al nivel bajo superior, el 37% a un nivel medio-bajo, el 27,3% a un nivel medio-alto y el 12,7% restante a un nivel medio-alto/alto.

El proyecto fue aprobado por el Comité de Ética del Instituto de Investigaciones Psicológicas (CEIIPsi) de la Universidad Nacional de Córdoba y Conicet.

Percepción de clima socioemocional. Autoinforme de clima emocional de Páez et al. (1997). Consta de dos dimensiones: clima socioemocional positivo (siete ítems), que incluye emociones como la alegría, la esperanza y el bienestar general (α = ,79) y clima socioemocional negativo (tres ítems), que incluye emociones como la tristeza, el miedo y el enojo (α = ,71). Se pide a la persona que evalúe en una escala de cinco puntos (desde 1 = nada a 5 = mucho) en qué medida percibe cada una de las emociones en la sociedad.

Percepción de anomia. Versión en español ( Rodríguez García, 2006 ) de la escala de McClosky y Schaar (1965 ). Consta de nueve ítems en una estructura unidimensional (e.g., con tal estado de desorden en que están las cosas, para una persona es difícil saber qué le va a pasar de un día para otro; α = ,77). A diferencia de la escala original, cuyas opciones de respuesta eran dicotómicas, provee opciones de respuesta en escala tipo Likert de cinco puntos. Para todas las escalas tipo Likert en este estudio, el puntaje más bajo indica total desacuerdo y el puntaje más alto (en este caso 5) total acuerdo.

Cinismo político. Indicador validado en el contexto local por Brussino et al. (2015). Mide las actitudes cínicas de las personas hacia los políticos y su rol (e.g., esté quien esté en el poder, siempre busca sus intereses personales). De estructura unidimensional (α = ,87), se responde en una escala tipo Likert de seis puntos.

Eficacia política (EP). Versión adaptada localmente por Brussino, Sorribas, Rabbia, y Medrano (2006) de la escala de Niemi et al. (1991). Evalúa la eficacia política interna (e.g., me considero competente para participar en política; α = ,85) y externa (e.g., tener elecciones hace que el gobierno preste atención a lo que la gente piensa; α = ,67), cada una con cuatro ítems con opciones de respuesta en escala tipo Likert de cinco puntos.

Confianza política. Siguiendo la propuesta de Segovia, Haye, González, Manzi, & Carvacho (2008), se evaluó a través de dos indicadores: la percepción de honestidad y de desempeño. Así, se pidió a las personas que evalúen desde 1 = nada a 5 = mucho los poderes ejecutivo, legislativo y judicial en estos dos aspectos. De este modo, se confeccionó un indicador de seis ítems (α = ,83), cuyo puntaje resulta de la sumatoria de las puntuaciones de confianza y desempeño de cada una de las autoridades evaluadas.

Integración social. Se recuperaron tres indicadores aplicados por Vargas Cullell, Rosero-Bixby, y Seligson (2005) en un estudio sobre cultura política de la democracia: a) confianza social, que examina niveles generales de confianza interpersonal; b) cohesión social, que evalúa vínculos de apoyo en la comunidad cercana y c) modelos de rol, que indagan sobre la presencia en la comunidad de personas destacadas por desempeño deportivo, por ser trabajadores y por ser cooperativos. Estos tres indicadores, de tres ítems cada uno, fueron combinados en una única variable en la cual cada dimensión tenía el mismo peso (α = ,66).

Autoritarismo del Ala de Derechas (RWA). Versión reducida de la escala de RWA adaptada en Argentina por Etchezahar, Cervone, Biglieri, Quattrocchi, y Prado-Gascó (2011). Consta de seis ítems (e.g., nuestro país necesita un líder poderoso que pueda enfrentar a los extremistas e inmorales que actualmente prevalecen en nuestra sociedad) con formato de respuesta tipo Likert de cinco puntos que conforman una única dimensión (α = ,88).

Orientación a la Dominancia Social (SDO). Desarrollada y validada por Etchezahar, Prado-Gascó, Jaume, y Brussino (2014) para el contexto argentino. Consta de 10 ítems con formato de respuesta tipo Likert de cinco puntos, distribuidos en dos dimensiones de cinco ítems cada una: dominancia grupal (α = ,74), que examina actitudes que afirman la deseabilidad de la existencia de grupos superiores e inferiores (e.g., Para salir adelante en la vida, algunas veces es necesario pasar por encima de otros grupos de personas); y oposición a la igualdad (α = ,77), que refiere a la deseabilidad de la igualdad entre grupos de personas (e.g., La igualdad entre grupos de personas debería ser nuestro ideal). En este último caso, los ítems se recodifican de modo inverso, de modo que un mayor puntaje pueda dar cuenta de una mayor oposición a la igualdad.

Autoposicionamiento ideológico. Un ítem que pide al/la participante que se posicione en una escala que va de 1 = totalmente de izquierda a 7 = totalmente de derecha, en función de su autopercepción ideológica. Además, contempla las opciones apolítico, apartidario, ninguna ideología y no sabe, que solo se consignan cuando son mencionadas espontáneamente (se consideran casos perdidos para este estudio).

Voto. Se preguntó a las personas a quién habían votado en la segunda vuelta en las elecciones presidenciales de 2015. Las respuestas fueron clasificadas según se tratara de un voto oficialista (Mauricio Macri; n = 215) o no oficialista (Daniel Scioli; n = 145). Quienes no votaron o lo hicieron en blanco/nulo fueron casos perdidos en esta variable.

Justificación del sistema político argentino. Indicador propuesto por Rutto, Russo, & Mosso (2014). Consta de ocho ítems, con opciones de respuesta en escala tipo Likert de cinco puntos y estructura unidimensional (α = ,74) que evalúan en qué medida las personas justifican el sistema político democrático según se aplica en Argentina. Los ítems redactados en negativo fueron invertidos para que un mayor puntaje responda a una mayor justificación del sistema político.

Preferencia por la democracia. Con base en la propuesta de Magalhães (2016 ) a partir de la Encuesta Mundial de Valores, se desarrolló un indicador ad hoc que analiza la preferencia por la democracia, junto con el rechazo a formas autoritarias de gobierno (e.g., Es mejor una dictadura competente que una democracia incompetente, codificado de modo inverso). Consta de cuatro ítems, con opciones de respuesta en escala tipo Likert de seis puntos (α = ,71).

En todos los casos, para calcular las puntaciones de las escalas se sumó la puntuación de cada ítem y se dividió por la cantidad de ítems.

La recolección de datos se realizó durante los últimos meses de 2016. La aplicación fue individual y presencial, ejecutada por miembros del equipo. Previo a la administración, se explicaba a cada participante los objetivos y se garantizaba la confidencialidad y anonimato de sus respuestas. Las personas participaron voluntariamente y se respetaron las normativas éticas correspondientes (American Psychological Association, 2017).

Los datos fueron cargados en una matriz en el programa estadístico SPSS17. Se condujeron análisis descriptivos para conocer la distribución de los datos en la muestra. Luego de chequear el cumplimiento de los supuestos subyacentes a análisis multivariados, se estimaron modelos de regresión múltiple utilizando el método introducir. Finalmente, se estimó la relación entre la percepción del clima socioemocional y las actitudes hacia el sistema político y la democracia.

Para responder al primer objetivo de investigación, se realizaron análisis descriptivos sobre las dimensiones de la alienación política y el clima socioemocional ( Tabla 1 ).

Los resultados evidencian un clima predominantemente negativo (M = 3,65), con un balance (cociente entre el clima positivo y el clima negativo) promedio negativo (-1.27), siendo igual o menor a 0 para el 82,7% de la muestra. También, los niveles de confianza política e integración social fueron bajos y los niveles de cinismo político y anomia altos.

Respecto de la EP, las personas confiaban más en sus propias capacidades de intervenir en el espacio político (EPI), que en la capacidad de respuesta de este (EPE). En conjunto, presentan un panorama compatible con la alienación política, donde las personas se distancian del sistema político y se visibiliza una erosión del tejido social.

Para dar respuesta al segundo objetivo de investigación se analizó el rol predictivo de dimensiones de la alienación política, variables ideológicas, voto y variables sociodemográficas, sobre el clima socioemocional a partir de dos análisis de regresión múltiple usando el método introducir. A partir de la comprobación de los supuestos subyacentes a análisis multivariados, se excluyó de los análisis la dimensión de oposición a la igualdad de la SDO, dado que no tenía una distribución normal. El voto fue incluido como variable dummy (0 = voto no oficialista y 1 = voto oficialista).

En la tabla 2 se presentan los resultados del modelo de regresión para el clima socioemocional positivo. En términos generales, las dimensiones vinculadas a la alienación política resultaron centrales para la predicción del clima socioemocional positivo.

El contexto político parece ser un elemento relevante para la percepción del clima socioemocional, en tanto tres predictores que remiten a la percepción del escenario político están entre los más significativos: la confianza política (β = ,30), la EPE (β = ,16) y el voto oficialista (β = ,16). Por su parte, la integración social es también un predictor de mucho peso en el modelo y lo es en el sentido previsto por la literatura (β = ,19).

Por su parte, los posicionamientos ideológicos no fueron tan relevantes. Como mencionábamos, parece más importante la afinidad con el gobierno oficialista que la ideología en sí misma. Finalmente, de las variables sociodemográficas, solo la edad fue un predictor significativo, de modo tal que las personas de mayor edad percibían un clima más positivo (β = ,10)

En la tabla 3 se expone el modelo de regresión para el clima socioemocional negativo. En este caso, el poder predictivo de las variables fue bajo (17,4% de la varianza), lo que sugiere que nuestras variables son insuficientes para la predicción de esta dimensión de la variable.

A diferencia del clima socioemocional positivo, el clima negativo es mejor predicho no solo por el voto oficialista (β = ,20), sino por otra variable ideológica, la SDO: las personas que manifestaron menos orientación a la dominancia social percibieron un clima más negativo. Finalmente, en este caso las personas de menor NSE también percibieron un clima socioemocional más negativo (β = -,14).

Finalmente, se exponen los resultados que responden al tercer objetivo de investigación. En términos generales, la preferencia por la democracia fue alta (M = 4,98; SD = 1,08). Sin embargo, la legitimación del sistema político local fue baja (M = 2,19; SD = 0,67), con puntuaciones por debajo de la media teórica. Estos datos son coherentes con la existencia de distintas dimensiones de la legitimidad política.

El clima socioemocional negativo no se correlacionó significativamente con la preferencia por la democracia (,06) ni con la justificación del sistema político argentino (-,06). Con respecto al clima socioemocional positivo, mientras que las personas que percibían un clima más positivo también extendían más legitimidad al sistema político actual (justificación del sistema político argentino) (r = ,23), preferían menos a la democracia (r = -,22). Esto puede explicarse en función del contexto político: percibir positivamente el sistema político local implica extender legitimidad a un gobierno conservador (conducido entonces por Mauricio Macri), mientras que el apoyo a la democracia per se se relaciona con orientaciones ideológicas más progresistas (Alonso & Brussino, 2018). Así, uno y otro tipo de legitimidad parecen tener un correlato ideológico opuesto.

Los resultados del estudio con población cordobesa aportaron evidencia consistente con estudios locales y regionales que exponen un preocupante escenario de desafección y alienación política (e.g., Alonso & Brussino, 2018; Muratori et al., 2013; Muratori & Zubieta, 2015; Páez et al., 2013; Zovatto Garetto, 2018 ). Gran parte de la ciudadanía expresó una desconfianza básica hacia los poderes del Estado, su capacidad de respuesta a las demandas ciudadanas, la clase política en general y aun hacia su propia capacidad e intención de intervenir políticamente. Además, esto se vio acompañado de un escenario social también complejo: nos encontramos con una sociedad con una baja integración y una alta percepción de anomia, dimensiones fundantes de la cooperación e interrelación necesarias para el desarrollo de las democracias ( Uslaner, 1999 ). Por otra parte, este escenario sintomático de una alta alienación política tiene su correlato en el bienestar sociopolítico de la ciudadanía: para más del 80% de la muestra el balance de clima socioemocional era negativo, es decir, se percibían con mayor intensidad emociones negativas que positivas. Efectivamente, cuando se analizaron los predictores del clima socioemocional, se evidenció que las dimensiones de la alienación política permitían explicar el mayor porcentaje de la varianza. Así, la vinculación de las personas entre sí y con el sistema político aparece relacionada con la forma en que perciben las emociones en el conjunto de la sociedad.

Al respecto, nuestro modelo de regresión permitió explicar un porcentaje significativo de la varianza del clima socioemocional positivo (41%), pero poco significativo del clima socioemocional negativo (17%). En primer lugar, encontramos que tener una posición más favorecida en la sociedad (e.g., tener mayor NSE o NE) no se relacionaba con una percepción más positiva del clima como sugería la literatura (Páez et al., 2013 ), aunque sí explicaba un porcentaje de la varianza pequeño en el clima socioemocional negativo y lo hacía en el sentido esperado: una posición menos favorecida en la sociedad redundaría en mayor alienación política y mayor insatisfacción (Goubin & Hooghe, 2020). Respecto de la edad, su rol también fue menor, aunque en el sentido sugerido por los antecedentes: las personas más jóvenes percibirían de modo menos positivo el clima socioemocional (Alonso & Brussino, 2018). Por su parte, fueron las variables relativas a la vinculación de las personas con el sistema político (principalmente la confianza política y la EPE) las que mejor explicaron la percepción de clima socioemocional (principalmente el positivo), aun por sobre las dimensiones más sociales de la alienación política (como la anomia y la integración social). Más específicamente, fue la confianza política el principal predictor del modo en que se percibe el clima social, tanto positivo como negativo: quienes más confiaban percibieron mayor bienestar y viceversa. Por su parte, si bien la percepción de anomia no tuvo un rol explicativo significativo, sí lo tuvo —en el sentido esperado— la integración social. En conjunto, estos datos apoyan la hipótesis de que el clima socioemocional, además de un componente social, tiene un componente referido a la percepción de la coyuntura política relevante: la relación de la ciudadanía con el sistema político y, específicamente, con el gobierno, no parece ser inocua respecto de su bienestar social.

Respecto del rol de la anomia, no tuvo la capacidad predictiva que le asignaba alguna literatura antecedente. Sin embargo, Muratori et al. (2013) ya habían evidenciado la convivencia de altos niveles de frustración anómica con alto grado de bienestar social. Según estas autoras, esto supondría que la anomia es ya un rasgo naturalizado de la cultura política local, una característica estable, y que, como tal, podría no impactar directamente en el bienestar.

Por su parte, el cinismo político brindó resultados opuestos a los esperados teóricamente: mientras que la literatura antecedente sugería que las personas más cínicas serían también más desconfiadas y más críticas (Schyns & Koop, 2010), en nuestra muestra las personas políticamente más cínicas percibían un clima más (y no menos) positivo. Una hipótesis para la comprensión de este resultado resulta del análisis del rol de la ideología y, sobre todo, del voto oficialista en la percepción de un clima de mayor bienestar. Tanto un mayor cinismo como una mayor percepción de bienestar podrían estar ambas respondiendo a una dimensión ideológico-partidaria subyacente. Si bien es necesaria evidencia adicional para comprobar esta hipótesis, el hecho de que fueron quienes manifestaron orientaciones ideológicas más conservadoras y quienes votaron al oficialismo quienes expresaron una percepción más positiva del clima socioemocional, constituye un primer indicio.

Estudios previos en Argentina mostraban que —cuando el signo ideológico del gobierno de turno era opuesto al actual— la relación entre ideología y clima también lo era. En el caso de este estudio, si bien con un rol predictivo marginal, un mayor conservadurismo (especialmente a través de una mayor SDO) se relacionaba con una menor percepción de malestar social. En cambio, Muratori y Zubieta (2015 ) encontraron una correlación positiva entre posicionarse más a la izquierda y percibir un clima positivo durante un gobierno identificado con la centro-izquierda. En la misma línea, Brussino et al. (2015) reportaban una asociación entre el clima positivo y votar a un oficialismo de centro-izquierda. Es decir, parece ser más relevante la congruencia ideológica con el gobierno de turno que ser más progresista o conservador en sí mismo. Adicionalmente, en otro estudio se encontró que, si bien las personas votantes del Frente Cambiemos (oficialismo) mostraban más confianza política hacia el gobierno, eran más cínicas respecto de los políticos en general (Alonso & Brussino, 2018). La explicación para ello radicaba en que este frente político criticaba explícitamente a la clase política tradicional, mostrándose como ajeno de la política. En consecuencia, que los/as votantes oficialistas sean efectivamente personas más cínicas podría —al menos en parte— explicar por qué el cinismo predice una percepción positiva del clima social.

Esta hipótesis apuntaría a la existencia de un sesgo por el partido al que se votó en la percepción del contexto: la percepción del bienestar emocional en la sociedad podría estar teñida de un sesgo hacia la justificación de un orden político determinado. No se trataría solo de, como enfatizaban Páez et al. (2013), la responsabilidad de los gobiernos en la manifestación de determinado clima socioemocional, sino también de dimensiones individuales referidas a las motivaciones para legitimar y justificar determinado orden social (Cichocka & Jost, 2014). En esta línea, cuando analizamos la relación entre el clima socioemocional y la legitimación del sistema político local, se corrobora esta asociación positiva que, sin embargo, no se sostiene cuando evaluamos su relación respecto de las actitudes hacia la democracia en general. Así, quienes percibían más positivamente el clima mostraban actitudes más favorables hacia el sistema político cuando se trataba del gobierno actual, pero actitudes más desfavorables cuando se preguntaba por la legitimación de la democracia en general. Nuevamente, la percepción del clima social se relaciona con las actitudes hacia la democracia en el mismo sentido que lo hacían las actitudes ideológicas conservadoras en un estudio previo (Alonso, Brussino, & Civalero, 2018), apoyando la hipótesis del sesgo ideológico.

Respecto del alcance de nuestros resultados, es preciso señalar algunas limitaciones metodológicas. Específicamente, la generalización de los resultados debe realizarse contemplando que se trata de una muestra que —aunque poblacional— no es probabilística. Además, este estudio realizó una medición transversal y tiene un alcance principalmente descriptivo, no permitiendo establecer relaciones causales entre variables. Consecuentemente, consideramos relevante avanzar en estudios longitudinales con muestras probabilísticas para corroborar nuestras hipótesis.

De cualquier modo, este estudio proveyó de una descripción general del malestar sociopolítico en la ciudadanía argentina y avanzó en una propuesta explicativa sobre el bienestar o malestar socioemocional. Por un lado, la evidencia sugiere que la relación de la ciudadanía entre sí y con el sistema político es fundamental para comprender el bienestar sociopolítico y la legitimidad de los sistemas políticos; aspectos especialmente sensibles en un contexto de alta conflictividad y crisis de las democracias en la región. Así, identificamos un componente ideológico-político fuerte en la percepción del clima socioemocional que, además por el desempeño y eficacia del sistema, parece verse teñida por un sesgo ideológico-partidario. En definitiva, este sesgo ideológico-partidario en la percepción del clima socioemocional contiene la pregunta sobre a qué actitudes accedemos a través del autorreporte y señala la relevancia de abordar no solo sus determinantes macrosociales, sino también las dimensiones personales. En nuevos estudios consideramos relevante avanzar en el análisis de los sesgos cognitivos que intervienen en la forma en que experimentamos el ambiente social y político y sus consecuencias actitudinales y comportamentales.