1. INTRODUCCIÓN

En el marco de la ciencia política, el sentido de eficacia política se ha mantenido hasta la actualidad como un concepto explicativo relevante para la comprensión de un amplio repertorio de conductas políticas que pueden tener lugar en entornos democráticos. Según la formulación inicial propuesta por Campbell, Gurin y Miller (1954), el sentido de eficacia política se define como aquel sentimiento relacionado con la posibilidad de ejercer un impacto en el proceso político a través de la acción política individual. Es decir, la medida en que una persona siente que puede influir a través de sus acciones sobre las decisiones tomadas por los representantes políticos o las autoridades públicas. La literatura disponible ha contribuido con evidencia empírica sobre el rol movilizador que la eficacia política ejerce en la adopción de acciones de participación política por parte de la ciudadanía. Este efecto movilizador se encuentra presente en el caso de actividades políticas de tipo convencional (Balch, 1974; Helal y Hamza, 2015; Jennings y Zeitner, 2003; Jiang, 2016; Scheufele y Nisbet, 2002; Valentino, Brader, Groenendyk, Gregorowicz y Hutchings, 2011; Zhang, Johnson, Seltzer y Bichard, 2010; Zumárraga Espinosa, Reyes Valenzuela y Carofilis Cedeño, 2017), al igual que cuando se trata de participación política a través del internet (Anduiza, Cantijoch, Gallego y Salcedo, 2010; Gil de Zúñiga, Molyneux y Zheng, 2014; Jiang, 2016; Yang y Dehart, 2016; Zumárraga Espinosa, Carofilis Cedeño y Reyes Valenzuela, 2018).Asimismo, se ha podido evidenciar que aquellos países que cuentan con un nivel de eficacia política más alto en su ciudadanía tienden a gozar de un mayor grado de participación política en general (Amnå, Munck y Zetterberg, 2004).

Aunque el sentido de eficacia política fue concebido originalmente como un constructo unidimensional, posteriores contribuciones permitieron distinguir entre dos dimensiones diferenciadas que integran este concepto: la eficacia política interna y la eficacia política externa (Acock y Clarke, 1990; Craig y Maggiotto, 1982; Craig, Niemi y Silver, 1990; Hayes y Bean, 1993). En este sentido, el grado de influencia que un individuo cree tener sobre los resultados producidos por el sistema político depende de dos perspectivas distintas aunque complementarias: la evaluación personal del sistema político o la autoevaluación de la propia competencia política. La eficacia política externa se centra en la evaluación individual del sistema político, razón por la cual engloba los sentimientos y creencias que una persona posee sobre el nivel de receptividad que el gobierno y las instituciones políticas tienen hacia las propuestas y demandas del sector social al que pertenece (Acock, Clarke y Stewart, 1985; Balch, 1974; Craig y Maggiotto, 1982; Kölln, Esaiasson y Turper, 2013). En términos generales, la eficacia política externa es una actitud individual relacionada con la observación del entorno político y la percepción de su grado de apertura hacia la participación de la ciudadanía, considerando la disponibilidad de canales y oportunidades para tal fin (Heiss y Matthes, 2016).

Por otra parte, tomando en cuenta las recientes aportaciones que, desde el campo de la psicología, ha realizado la teoría de la autoeficacia de Bandura (1997), la eficacia política interna puede definirse como el conjunto de creencias y sentimientos que el individuo posee sobre su propia capacidad para poner en marcha los cursos de acción necesarios para lograr objetivos propuestos en el campo de la política (Caprara, Vecchione, Capanna y Mebane, 2009; Vecchione et al., 2014). Esta conceptualización es compatible con la definición que comúnmente se ha venido empleando por la ciencia política, la cual concibe a la eficacia política interna como la autoevaluación que el individuo realiza sobre su capacidad para entender y participar satisfactoriamente en actividades de carácter político, tomando en cuenta los recursos, habilidades y conocimientos de los que dispone (Craig y Maggiotto, 1982; Finkel, 1985; Morrell, 2003; Niemi, Craig y Mattei, 1991).

En consecuencia, aunque la eficacia política interna y externa son componentes de un mismo constructo, cada una de estas dimensiones responde a determinantes distintos, razón por la cual tienden a comportarse de modo diferenciado aunque no totalmente independiente, pues se admite la posibilidad de que se correlacionen levemente (Acock y Clarke, 1990; Acock et al., 1985; Aish y Jöreskog, 1990; Craig y Maggiotto, 1982; Morrell, 2003). En otras palabras, dado que el sentido de eficacia política depende del objeto de actitud elegido, sea este el sistema político o el individuo autopercibido; un fuerte sentido de eficacia política interna no necesariamente coincidirá con un elevado grado de eficacia política externa. Mientras que la eficacia política externa depende en gran medida del contexto político, el cual es susceptible de modificarse entre procesos electorales, la eficacia política interna suele mantener un comportamiento más estable en el tiempo, debido a que responde a factores más sostenidos como el nivel de escolaridad, el estatus socioeconómico, el interés político o el conocimiento político (Acock y Clarke, 1990; Aish y Jöreskog, 1990; Balch, 1974; Craig y Maggiotto, 1982; Finkel, 1985; Hayes y Bean, 1993; McPherson, Welch y Clark, 1977; Morrell, 2003). Complementario a esto, recientes estudios han comenzado a incorporar la noción de eficacia política colectiva como un factor explicativo complementario para los fenómenos políticos, especialmente aquellos que involucran organizaciones (Caprara et al., 2009). No obstante, el presente estudio se enfocará en la eficacia política y sus dimensiones a escala individual.

1.1. La medición del sentido de eficacia política en entornos hispanoparlantes

Una revisión del repertorio de investigaciones sobre comportamiento político efectuadas en América Latina y España permite identificar una falta de consenso metodológico para la medición del sentido de eficacia política. En este contexto, las formas en que se ha operacionalizado dicho concepto político pueden clasificarse en dos grandes estrategias de medición. El primer enfoque consiste en emplear las escalas de eficacia política desarrolladas ya sea por Campbell et al. (1954) o por Niemi et al. (1991), junto con una serie de adaptaciones, modificaciones y su respectiva traducción al español, procurando verificar la confiabilidad del instrumento en la mayoría de casos (Brussino, Medrano, Sorribas y Rabbia, 2011; Brussino, Rabbia y Sorribas, 2009; Grossi y Ovejero, 1994; Imhoff, Gutierrez y Brussino, 2009; Sorribas y Brussino, 2013). Las escalas e indicadores señalados tienden a emplearse de forma convencional en estudios políticos a nivel internacional. Un segundo enfoque ha optado por utilizar escalas propias creadas específicamente para una investigación dada, sin que exista el propósito de replicar tales modelos de medida en estudios posteriores, ni de verificar sus propiedades psicométricas (Anduiza et al., 2010; De Marco y Robles Morales, 2012; Somuano Ventura, 2005).

En general, se carece de un esfuerzo compartido por avanzar hacia una estandarización del modo de medición del sentido de eficacia política en entornos hispanoparlantes que, simultáneamente, asegure criterios de calidad psicométrica. Cuestión que puede distorsionar las conclusiones de aquellos estudios que, contemplando a la eficacia política como variable de interés, estén centrados en la identificación y contraste de predictores para diferentes actitudes y conductas políticas, dado que la correcta cuantificación de efectos depende de la calidad de las medidas utilizadas. Por otro lado, esta falta de estandarización produce dificultades para la comparación de los resultados obtenidos entre investigaciones efectuadas en diferentes contextos (Hayes y Bean, 1993; Morrell, 2003; Niemi et al., 1991).

El sentido de eficacia política es una derivación del concepto de autoeficacia en general, siendo un predictor fundamental para cualquier tipo de conducta, por lo tanto, la autoeficacia política es un factor explicativo clave para el entendimiento de cualquier comportamiento político individual (Caprara et al., 2009; Helal y Hamza, 2015; Vecchione et al., 2014). Esto refuerza la necesidad de una mayor dedicación metodológica a su medición, con el objetivo de dotar a la creciente investigación política de América Latina y España de un instrumento válido y confiable que contribuya a profundizar la comprensión de los fenómenos políticos ocurridos en estos contextos. Del mismo modo, se espera que este modelo de medición sea capaz de captar las diferencias entre el patrón de comportamiento de la dimensión interna y externa de la eficacia política.

Dados estos antecedentes, el objetivo del presente trabajo consiste en contribuir metodológicamente a la medición del sentido de eficacia política mediante la construcción de un instrumento que sea aplicable a contextos hispanoparlantes de forma válida y confiable. En este sentido, la adaptación y formulación de ítems para valorar la eficacia política interna y externa tomó como punto de partida la literatura disponible sobre el tema. La evaluación de las propiedades psicométricas de la escala de eficacia política desarrollada se realizó a través de tres etapas fundamentales: primero, se constató la bi-dimensionalidad de la escala y se examinó su validez de constructo mediante la aplicación de análisis factorial confirmatorio (AFC); segundo, se analizó la confiabilidad de la escala mediante el uso del coeficiente Alfa de Cronbach; y tercero, se realizaron pruebas la validez externa para el instrumento, para lo cual se efectuó un análisis correlacional (r de Pearson) entre las dimensiones de la eficacia política y una serie de variables sociodemográficas y políticas conceptualmente relacionadas. Finalmente, se puso a prueba la invarianza de medida de la escala de eficacia política entre dos muestras de estudio, la primera tomada en un momento previo y la segunda en un momento posterior a la segunda vuelta de las elecciones presidenciales ecuatorianas celebradas durante el año 2017.

1.2. Una contextualización necesaria: el caso ecuatoriano

Si bien este estudio propone una métrica que, con suficientes garantías psicométricas, pueda emplearse en el conjunto de países hispanoparlantes, no es menos cierto que el proceso de validación a reportarse se circunscribe al contexto político latinoamericano, en términos generales, y ecuatoriano, más específicamente. Por esta razón, resulta indispensable realizar una breve revisión contextual, a fin de aportar elementos que den cuenta de las particularidades que puedan emerger del análisis de datos, especialmente en la etapa de validación externa¹.

A partir del año 2016, el panorama político de América Latina estuvo marcado por el agotamiento de un ciclo progresista que se había afianzado desde mediados de década del 2000, teniendo como principales exponentes a países como Venezuela, Brasil, Argentina, Uruguay, Bolivia y Ecuador (Moreira, 2017). En el caso ecuatoriano, el proceso de la Revolución Ciudadana impulsado por el liderazgo carismático de Rafael Correa, desde su victoria presidencial en 2006,introdujo importantes cambios en el funcionamiento del sistema político y la conducción gubernamental de la política pública. En el plano político el periodo correísta se caracterizó por una inusitada estabilidad política y legitimidad electoral. Previo al 2006, Ecuador atravesaba una profunda crisis de representación política, al punto que no solo se generalizó una progresiva pérdida de confianza en los partidos políticos, sino hacia la política como un todo (Pachano, 2008). Cuestión que se acompañó de una continua inestabilidad política (desde 1996 se habían tenido 7 presidentes en 10 años) y un escenario económico complicado (el país venía de una crisis bancaria que en 1998 causó la pérdida de la moneda nacional y una ola masiva de emigración). Tales antecedentes explicarían el apoyo popular mayoritario que obtuvo Correa en su ascenso a la presidencia, posicionándose como un outsider antiestablishment comprometido con la ciudadanización de la política (De la Cruz y Valenzuela, 2019). Con un discurso de tono populista, centrado en poner a la política al servicio de las grandes mayorías, Correa canalizó la insatisfacción y las reivindicaciones de amplios sectores de la población, organizaciones sociales y movimientos políticos de izquierda. La aprobación vía referéndum popular de la nueva constitución en 2008 y el fortalecimiento parlamentario de su partido Alianza País (AP), permitieron crear condiciones políticas favorables para la puesta en marcha del proyecto de la Revolución Ciudadana (Moreira, 2017). El sistema de partidos que previo a Correa se categorizaba como de pluralismo extremo, pasó a tomar la forma de un sistema de partido predominante (Pachano, 2008), con AP logrando mayorías parlamentarias en 2008 (56.2%), 2009 (43.5%) y 2013 (73.0%). Esto, junto a las reformas institucionales de orden constitucional, posibilitó la concentración de poder en torno al ejecutivo y la figura del presidente (Meléndez y Moncagatta, 2017; Zapata-Mafla y Cuesta, 2018).

En el ámbito económico, el periodo correísta consolidó una política económica de corte redistributivo con énfasis en programas de inclusión y asistencia social, además de incrementar la inversión en obra pública, educación, salud y seguridad social. Especial mención merece la educación superior, entregándose en el periodo 2009-2013 un total de 14276 becas para estudios en el país y en el extranjero, en contraste con las 237 entregadas en el periodo 1995-2006 (Zapata-Mafla y Cuesta, 2018). Asimismo, los niveles de pobreza y desigualdad se redujeron considerablemente (Muñoz-Jaramillo, 2014). Como resultado, los avances sociales alcanzados configurarían una amplia base de apoyo popular para el sostenimiento electoral de la Revolución Ciudadana. Cabe mencionar que dicho modelo económico se sustentó en factores como los altos precios internacionales del petróleo, la estabilidad proporcionada por la dolarización y una gestión inicial inteligente del gobierno en aspectos como la renegociación de contratos petroleros y deuda externa, sin olvidar el apuntalamiento de la recaudación tributaria.

El 2017 (momento en que se realiza este estudio) constituyó un momento crucial para la continuidad del proyecto político de la Revolución Ciudadana, con unas elecciones presidenciales que, por primera vez desde 2006, no tenían a Correa como contendor. Después de no lograr un triunfo en primera vuelta, el 2 de abril se celebró el ballotage donde el candidato oficialista Lenin Moreno (ex vicepresidente de Rafael Correa), con apretado margen, se quedaría con la presidencia. El ambiente previo a estas elecciones estuvo cargado de acusaciones entre Moreno y el candidato opositor Guillermo Lasso (Partido CREO), tomando especial relevancia la trama internacional de corrupción relativa al “caso Odebrecht” que, a pesar de no revelarse nombres de involucrados para ese momento, presuntamente salpicaba a varias figuras importantes del oficialismo (Borja, 2017). Por su parte, el debilitamiento que venía mostrando AP desde las elecciones locales de 2014, quedó evidenciado con los resultados de las elecciones parlamentarias que acompañaron a la primera vuelta presidencial en febrero de 2017, pues aunque se obtuvo una mayoría parlamentaria absoluta, el número de escaños logrados se redujo en comparación con las elecciones de 2013 (Pachano, 2017). En consecuencia, el cambio de mando presidencial ocurrió en una coyuntura de desgaste para el proceso de la Revolución Ciudadana. Es así que a una situación económica que venía complicándose² se sumó un cansancio importante de la ciudadanía en cuanto a las prácticas autoritarias que Correa había intensificado en sus últimos años de mandato, con retrocesos en términos de libertades y derechos, junto al deterioro de la institucionalidad democrática (Labarthe y Saint-Upéry, 2017; Meléndez y Moncagatta, 2017). Según cifras de Latinobarómetro (2016) la confianza en el gobierno pasó del 65% en 2013 al 39% en 2016, y la satisfacción con el funcionamiento de la democracia pasó del 59% en 2013 al 41% en 2016³.

El panorama para el sostenimiento del proceso de la Revolución Ciudadana lucía entonces incierto, pues más allá del triunfo presidencial y parlamentario de AP, se debían afrontar dos problemas fundamentales: la ausencia del liderazgo personal de Correa y serios desequilibrios en las finanzas públicas. A partir de julio de 2017, Moreno comenzaría a distanciarse del correísmo, convocando al dialogo a todos los sectores de la sociedad (incluyendo los más fuertes opositores del anterior régimen), además de comprometerse con aspectos como el retorno a las prácticas democráticas, la lucha contra la corrupción y transparentar el balance económico de la década pasada.(Labarthe y Saint-Upéry, 2017). Posteriormente, este alejamiento del nuevo gobierno alcanzaría el punto de ruptura con la escisión de AP en un bloque correísta y otro morenista, el retorno del hacia el FMI y la adopción de un programa de austeridad fiscal. Añadiéndose además acusaciones de corrupción, excesos y malversaciones, con acciones judiciales de por medio, hacia una gran cantidad de figuras del núcleo duro correísta, incluyendo al mismo Correa asilado en Bélgica. Por último, las elecciones parlamentarias de 2017 mostraron señales de una nueva transición desde un sistema de partido predominante hacia un estado de mayor pluralismo, con un oficialismo en vías de fragmentación y una oposición heterogénea con partidos poco estructurados (Pachano, 2017).

2. METODOLOGÍA

2.1. Participantes y recolección de datos

La evaluación empírica de la métrica de eficacia política se efectuó a partir de dos muestras no probabilísticas de la población del Distrito Metropolitano de Quito (DMQ), Ecuador. La primera muestra (n₁) estuvo conformada por 1136 participantes, conservando representatividad de la población quiteña en términos sociodemográficos. El 46.9% de esta muestra estuvo compuesta por hombres, mientras que el restante 53.1% por mujeres, la media de edad registrada fue de 34.3 años (DT = 14.7).Con respecto al grado de escolaridad de los participantes, el 0.7% de la muestra no cuenta con instrucción formal, el 3.7% cuenta con educación primaria, el 8.2% tiene educación secundaria, un 45.2 cuenta con bachillerato, el 40.7% posee formación universitaria y el 1.5% ha realizado estudios de postgrado. El ingreso familiar mensual se evaluó a través de una escala con un intervalo mínimo 375USD o menos (13.8%), hasta un intervalo máximo de 2625 USD o más (4.6%), la moda se situó en el segmento de “750 a 1124 USD” (29.1%).

En la segunda muestra ( ) participaron 540 estudiantes universitarios, habiéndose recopilado información de 6 establecimientos universitarios situados en el DMQ. El porcentaje de participación de cada institución en esta muestra de estudio fue el siguiente: 37.5% de los estudiantes pertenece a la Universidad Central del Ecuador, 17.5% a la Pontificia Universidad Católica del Ecuador, 12.5% a la Universidad de las Américas, 10.7% a la Universidad Politécnica Salesiana, 10.7% a la Escuela Politécnica Nacional y el 10.7% pertenece a la Universidad de las Fuerzas Armadas. Cada una de estas cuotas guarda correspondencia con el aporte relativo de cada establecimiento universitario a la población universitaria quiteña. El 49.6% de los participantes fueron mujeres y el 50.4% hombres, la media de edad fue de 21.5 años (DT = 2.99). Los ingresos familiares mensuales se midieron con intervalos de valores que fluctúan entre 375 USD o menos (8.9%) y 2625 USD o más (3.7%), la moda se localizó en el intervalo de “750 a 1124 USD” (26.8%).

La recolección de datos se efectuó mediante la aplicación de una encuesta general de opinión y participación política desarrollada por el Grupo de Investigaciones Psicosociales de la Universidad Politécnica Salesiana, Quito (GIPS-UPS). La escala de eficacia política desarrollada formó parte del conjunto de variables que se midieron a partir de dicha encuesta. La primera aplicación de la encuesta se realizó durante el mes de marzo de 2017, previo a la segunda vuelta de las elecciones presidenciales ecuatorianas, mientras que la segunda aplicación se realizó en el mes de julio de 2017, posterior al mencionado proceso electoral. El levantamiento de información se efectúo a través de estudiantes de segundo nivel de la carrera de Psicología, quienes fueron previamente instruidos en el procedimiento de encuestado, enfatizando en la socialización del protocolo de confidencialidad y los propósitos de la investigación a los participantes.

Los participantes de la primera muestra (n₁) se seleccionaron por conveniencia, una vez establecidas las cuotas iniciales de edad y sexo. En la segunda muestra (n₂), habiéndose planteado cuotas por institución universitaria, se efectuó una selección accidental, solicitando a los encuestadores que identifiquen lugares concurridos de cada campus para realizar aplicaciones en diferentes horarios. En cada caso se procuró que los participantes partan de una posición pasiva ante la encuesta (pudiendo decidir si realizarla o no), evitando así posiblessesgos de autoselección⁴.

2.2. Instrumentos y mediciones

Eficacia Política: El instrumento propuesto está compuesto por dos subescalas que buscan medir tanto la dimensión interna como externa del sentido de eficacia política. Para ello se realizó una adaptación de la escala propuesta por Niemi et al. (1991) en el caso de la eficacia política interna y se tomaron como referencia los trabajos elaborados por Aish y Jöreskog (1990), Acock y Clarke (1990), Amnå et al. (2004), Craig y Maggiotto (1982), Kölln et al. (2013) y McPherson et al. (1977) para la construcción de indicadores de eficacia política externa.

En el caso de la eficacia política interna los ítems empleados constituyen una adaptación de la escala de Niemi et al. (1991) a un entorno hispanoparlante. En este sentido, la traducción al español se realizó procurando conservar al máximo la esencia de la escala original, así como su orientación hacia la competencia política autopercibida por el individuo en términos de preparación, conocimientos y habilidades. Los ítems adaptados cuentan con una escala de valoración tipo Likert de 4 puntos: 4 (Totalmente de acuerdo), 3 (De acuerdo), 2 (En desacuerdo) y 1 (Totalmente en desacuerdo).En consecuencia, la escala de eficacia interna cuenta con 4 ítems que evalúan el grado de conformidad del individuo con las siguientes afirmaciones: “Siento que tengo una muy buena comprensión de las cuestiones políticas importantes que afronta nuestro país actualmente” (COMPRENSIÓN),“Me considero suficientemente preparado como para participar en política” (PREPARACIÓN), “Siento que puedo hacer tan buen trabajo en la función pública como la mayoría de la gente” (FUNCIÓN PÚBLICA), “Siento que estoy mejor informado sobre los asuntos del gobierno y la política que la mayoría de la gente” (INFORMACIÓN). El puntaje global de eficacia política interna es obtenido mediante la suma delos puntajes individuales de los ítems que integran la escala.

La eficacia política externa se midió a través de 4 ítems desarrollados con la finalidad de evaluar la medida en que el individuo percibe que el sistema político es receptivo y sensible ante las demandas y propuestas ciudadanas. Estos ítems registran el grado de conformidad del individuo con las siguientes afirmaciones: “El gobierno es cerrado e impide que gente como yo pueda participar en las decisiones que toma” (PARTICIPACIÓN), “Pienso que a los funcionarios públicos no les importa mucho lo que piense la gente como yo” (IMPORTANCIA), “En el Estado las autoridades siempre toman sus decisiones sin preocuparse por la opinión de la ciudadanía” (AUTORIDADES PÚBLICAS), “A los políticos les interesa solo los votos y no las opiniones de la gente” (POLÍTICOS). Al estar formulados de forma negativa, la escala de valoración tipo Likert de los indicadores propuestos es la siguiente: 1 (Totalmente de acuerdo), 2 (De acuerdo), 3 (En desacuerdo) y 4 (Totalmente en desacuerdo). El puntaje global de eficacia política externa se logra sumando los valores registrados por cada uno de los ítems que conforman la escala. La evaluación de la validez de contenido de los ítems de eficacia política externa estuvo a cargo de académicos especializados en el ámbito de la investigación sociopolítica.

Para la validación externa del instrumento se ha incluido un conjunto de variables que se encuentran conectadas conceptualmente y de manera diferenciada con cada dimensión del sentido de eficacia política. Se espera que la eficacia política interna se encuentre asociada positivamente con la educación, el interés en la política y la participación política convencional (Caprara et al., 2009; Morrell, 2003; Niemi et al., 1991). En contraste, la eficacia política externa se vincula de forma positiva con variables como la confianza en el gobierno y la satisfacción con la democracia (Acock et al., 1985; Craig y Maggiotto, 1982; Kölln et al., 2013).

Educación⁵:El grado de escolaridad se evaluó a través de una escala que cuenta con las siguientes opciones de respuesta: 1 (Sin instrucción formal), 2 (Primera incompleta), 3 (Primaria completa), 4 (Secundaria incompleta), 5 (Secundaria terminada), 6 (Bachillerato incompleto), 7 (Bachillerato terminado), 8 (Universidad incompleta), 9 (Universidad terminada con título) y 10 (Postgrado).

Interés en la Política: Se midió a través de la pregunta: ¿Qué tan interesado diría Ud. que está en la política usualmente? La escala de valoración empleada oscila desde 1 (Nada interesado) hasta 4 (Muy interesado).

Participación Política Convencional: La evaluación de esta variable se realizó a partir de un índice aditivo compuesto por 8 actividades políticas de tipo convencional en las que los individuos pueden participar. Estas actividades van desde firmar peticiones, contactar con figuras políticas o funcionarios públicos, donar dinero con fines políticos, hasta participar en marchas y movilizaciones colectivas de carácter legal y pacífico. El grado de involucramiento en cada una de estas actividades se midió a través de una escala de valoración de 5 puntos, que va desde 1 (Nunca lo he hecho y nunca lo haría bajo ninguna circunstancia) hasta 5 (Lo he hecho muchas veces). El índice global de participación política convencionales el resultado de la sumatoria de los puntajes obtenidos en cada una de las actividades consultadas. Esta escala se elaboró tomando como referencia los trabajos de Ribeiro, Borba y Salinas (2011) y Somuano Ventura (2005). El grado de consistencia interna resultante es satisfactorio (n₁:α = 0.83, n₂:α = 0.88).

Confianza en el Gobierno: Se evaluó a través de la pregunta: ¿Cuánta confianza tiene en el gobierno actual? Las opciones de respuesta oscilan desde 1 (Nada) hasta 4 (Mucha).

Satisfacción con la Democracia: Se midió a través de la pregunta: ¿Qué tan democrático es el gobierno hoy en día? La escala de valoración empleada varía desde 1 (No es nada democrático) hasta 5 (Completamente democrático).

3. RESULTADOS

Con el propósito de incrementar la rigurosidad del proceso de evaluación empírica de la escala de eficacia política desarrollada, en el presente trabajo se optó por emplear dos muestras independientes (n₁ y n₂) tomadas en el contexto del DMQ. De esta manera, es posible verificar el grado de replicabilidad de las propiedades de validez y confiabilidad del instrumento al interior de un mismo contexto. Esto constituye un primer paso hacia la realización de contrastes empíricos de mayor alcance, sea a escala nacional o internacional.

a) Validez de constructo y dimensiones de la escala de eficacia política

Para la evaluación de la composición dimensional del instrumento se empleó la técnica de Análisis Factorial Confirmatorio (AFC). Esta técnica permite probar empíricamente un modelo factorial hipotético, en el cual se propone una cantidad concreta de factores o dimensiones que se relacionan con un conjunto de variables observables bajo ciertas especificaciones (Batista-Foguet et al., 2004; Lloret-Segura, Ferreres-Traver, Hernández-Baeza y Tomás-Marco, 2014). En otras palabras, mediante el AFC es posible comprobar en qué medida los datos se adecúan a las relaciones planteadas a nivel teórico entre los ítems de una escala y las respectivas dimensiones que deberían reflejar, además de posibles conexiones entre factores.

Dado que conceptualmente el sentido de eficacia política cuenta con una dimensión interna y otra externa, se esperaría que un modelo bidimensional tenga un mejor ajuste a los datos que un modelo unidimensional, el cual niega tal distinción entre eficacia política interna y externa. Como se puede observar en la figura 1, el modelo bidimensional asume que los ítems reflejan de forma diferenciada el comportamiento de la eficacia política interna y externa, admitiéndose una correlación entre estos factores. En contraste, el modelo unidimensional propone que todos los ítems son indicadores indistintos de un mismo factor común, asumiendo a la eficacia política como un concepto único.

El AFC se efectuó mediante el paquete estadístico AMOS 23. Para la estimación de parámetros en los respectivos modelos se empleó el método de Distribución Libre Asintótica (ADF, del acrónimo en inglés: Asymptotically Distribution-Free), siendo equivalente al método de Mínimos Cuadrados Ponderados (Olsson, Foss y Troye, 2003). El método ADF es recomendable para datos correspondientes a variables categóricas que no cuentan con una distribución normal multivariante (Byrne, 2010; Clench-Aas, Nes, Dalgard y Aarø, 2011; Lloret-Segura et al., 2014). En el caso de los datos recolectados, la prueba de Mardia permitió concluir que los ítems de la escala de eficacia política no cuentan con una distribución normal multivariante, puesto que el coeficiente normalizado de Mardia arrojó un valor de 10.33, superando el máximo recomendado de 5 (Byrne, 2010). Del mismo modo, los ítems tipo Likert empleados para medir los dos tipos de eficacia política poseen escalas de valoración de 4 puntos, siendo recomendable considerar dichos ítems como variables categóricas, pues para suponer un mayor nivel de medición es necesario contar con al menos 5 categorías de respuesta (Clench-Aas et al., 2011; Lloret-Segura et al., 2014).

Figura 1. Estructuras factoriales alternativas para el constructo sentido de eficacia política
Elaboración propia.

Para la comparación entre modelos se consideraron los siguientes indicadores de bondad de ajuste: prueba chi-cuadrado (χ2), razón entre chi-cuadrado y el número de grados de libertad (χ2/gl), índice de bondad de ajuste comparativo (CFI), índice de Tucker-Lewis (TLI), índice de ajuste normalizado (NFI), índice de bondad de ajuste corregido (AGFI), raíz del residuo cuadrático promedio de aproximación (RMSEA), el tamaño muestral crítico de Hoelter (CN) y el criterio de información de Akaike (AIC). Estos indicadores en su conjunto permiten evaluar que tan bien el modelo propuesto es capaz de reproducir la matriz de covarianzas observadas entre los ítems o variables que conforman el instrumento (Byrne, 2010; Ruiz, Pardo y San Martín, 2010).

La hipótesis de partida de la prueba χ2 consiste en suponer que la matriz de covarianzas reproducida por el modelo es equivalente a las covarianzas observadas, razón por la cual se espera un resultado no significativo (>0.05). No obstante, la prueba χ2 es altamente sensible al tamaño muestral, lo cual tiende a dificultar el logro del criterio de referencia mencionado cuando se trabaja con muestras grandes, es decir, superiores a 200 casos (Caprara et al., 2009; Ruiz et al., 2010; Schermelleh-Engel, Moosbrugger y Müller, 2003). A pesar de ello, disminuciones en el valor del estadístico χ2 pueden interpretarse como una mejoría en el ajuste de los datos al modelo propuesto (Cupani, 2012).Dadas las limitaciones de χ2la alternativa recomendada es el índice χ2/gl, para el cual valores entre 1 y 3 implican un buen ajuste empírico del modelo (Miranda-Zapata, Riquelme-Mella, Cifuentes-Cid y Riquelme-Bravo, 2014; Ruiz et al., 2010; Yang y DeHart; 2016). Los valores de referencia para el resto de indicadores de bondad de ajuste son los siguientes: CFI, TLI y NFI ≥ 0.95; AGFI ≥ 0.95; RMSEA < 0.08 (Byrne, 2010; Milfont y Fischer, 2010; Milošević-Đorđević y Žeželj, 2017; Miranda-Zapata et al., 2010; Ruiz et al., 2010; Nuviala Nuviala et al., 2014).

El índice CN de Hoelter establece el tamaño muestral suficiente para aceptar la hipótesis de un ajuste perfecto de los datos a un nivel de significación determinado, valores por encima de 200 indican un buen ajuste (Byrne, 2010; Caprara et al., 2009; Liang, Asano, Bollen, Kahana y Maeda, 1987). Por último, el índice AIC se aplica comúnmente para fines comparativos, considerando que mientras más bajo sea el valor del mismo, mejor el ajuste del modelo (Schermelleh-Engel et al., 2003; Wagenmakers y Farrell, 2004). La tabla 1 presenta los resultados del AFC efectuado para cada muestra de estudio por separado.

Tabla 1. Comparación de estructura unidimensional vs bidimensional: Sentido de Eficacia Política
Datos recolectados por el GIPS-UPS, Quito – Ecuador (marzo 2017 y julio 2017). Elaboración propia.

En su conjunto, el comportamiento de los indicadores de bondad de ajuste permite confirmar que el modelo bidimensional se adecúa de mejor manera a los datos empíricos que el modelo unidimensional. Aunque la prueba χ2 resulta significativa en todos los casos, tanto en como el estadístico χ2 sufre una reducción drástica cuando se pasa de un modelo unifactorial a un modelo con dos factores latentes, lo cual implica una mejoría del ajuste. Los restantes indicadores adoptan valores estadísticamente satisfactorios cuando se trata de un modelo bidimensional, mientras que no alcanzan los criterios de referencia en modelos con un solo factor latente. Estos resultados se repiten en las dos muestras analizadas (n₁ y n₂).

Las cargas factoriales del modelo bidimensional concuerdan con el criterio recomendado de un valor mayor a 0.40 (Caprara et al., 2009; Hayes y Bean, 1993; Liang et al., 1987; Lloret-Segura et al., 2014), variando desde 0.69 hasta 0.86 en el caso de (M = 0.76; DT=0.07), y desde 0.68 hasta 0.88 para (M = 0.76; DT=0.06). Todas las cargas factoriales son estadísticamente significativas (véase tabla 2). Complementariamente, en las soluciones factoriales duales la correlación entre factores latentes es débil tanto para como para (r < 0.30), el signo negativo sugiere una asociación inversa entre la eficacia política interna y externa.

Tabla 2. Modelo bidimensional del sentido de eficacia política: Cargas factoriales y correlación entre factores latentes
Nota: ***p <0.001 (0.1%). Los valores presentados en esta tabla corresponden a los coeficientes estandarizados estimados por AMOS 23. Datos recolectados por el GIPS-UPS, Quito – Ecuador (marzo 2017 y julio 2017). Elaboración propia.

b) Análisis de Confiabilidad de la Escala de Eficacia Política

Para evaluar la consistencia interna del modelo de medición propuesto se procedió a calcular el coeficiente Alfa de Cronbach (α) ⁶ de las subescalas que miden tanto la eficacia política interna como externa. Asimismo, se obtuvo un coeficiente α global para todos los ítems que integran la escala de eficacia política, sin distinguir entre dimensiones. Los resultados del análisis de confiabilidad se presentan en la tabla 3.

Tabla 3. Análisis de consistencia interna de la escala de eficacia política y sus componentes
Datos recolectados por el GIPS-UPS, Quito – Ecuador (marzo 2017 y julio 2017). Elaboración propia.

Como se puede observar, las subescalas de eficacia política interna y externa presentan valores estadísticamente satisfactorios para el coeficiente α, pues tanto para n₁ como n₂ los valores obtenidos son superiores a 0.70, lo cual indica un buen nivel de consistencia interna (Oviedo y Arias, 2005; González Alonso y Pazmiño Santacruz, 2015). En consecuencia, tanto los ítems de eficacia política interna como externa generan mediciones que resultan altamente estables e intercambiables entre sí. Dicho de otro modo, los puntajes obtenidos en cada ítem tienden a ser similares a aquellos obtenidos en el resto de ítems de la misma subescala (Batista-Foguet et al., 2004; Oviedo y Arias, 2005). Adicionalmente, la contracción que experimenta el coeficiente αal considerar la escala de eficacia política de forma global coincide con los resultados obtenidos en el AFC, puesto que aunque exista una leve correlación entre la dimensión interna y externa de la eficacia política, estas tienden a presentar patrones distintos de comportamiento.

c) Evaluación de validez externa

Como criterio externo de validación se seleccionó un conjunto de variables políticas y sociodemográficas que se asocian con el sentido de eficacia política desde una perspectiva teórica. No obstante, dado que tanto la eficacia política interna como externa responden a determinantes distintos, se espera que se asocien de forma diferenciada con cada variable externa considerada. La tabla 4 muestra los resultados del análisis correlacional⁷ efectuado para cada muestra de estudio.

Tabla 4. Correlaciones de Pearson entre tipos de eficacia política y criterios externos
Nota: * p < 0.05 (5%); ** p < 0.01 (1%). Prueba de dos colas. Datos recolectados por el GIPS-UPS, Quito – Ecuador (marzo 2017 y julio 2017). Elaboración propia.

La eficacia política interna se correlaciona de forma positiva y significativa con el nivel de educación, el interés en la política y la participación política convencional. Esto sugiere que las personas con mayor escolaridad e interés por las cuestiones políticas, tienden a su vez a sentirse más competentes políticamente. Del mismo modo, aquellos que se sienten internamente más eficaces para la política están más propensos a involucrarse en actividades políticas de tipo convencional. En contraste, la eficacia política externa presenta una asociación positiva y significativa con la confianza en el gobierno y la satisfacción con la democracia. Por lo tanto, aquellas personas que perciben una mayor receptividad del sistema político tienden a confiar más en el gobierno y estar más satisfechas con el funcionamiento de la democracia. Estos resultados se manifiestan tanto en n₁ como n₂, siendo compatibles con las expectativas teóricas planteadas inicialmente

Los datos también sugieren una conexión negativa entre eficacia política externa y variables como el grado de escolaridad o la participación política convencional. En el caso del grado de escolaridad, parecería que quienes tienen un mayor nivel educativo tienden a percibir una menor apertura de las autoridades públicas o los representantes políticos hacia las demandas ciudadanas. Desde una mirada más contextualizada, el estudio efectuado por Monsiváis-Carrillo (2017), a partir de una muestra de países latinoamericanos (incluyendo Ecuador), revela que son las personas con mayor educación formal quienes perciben de modo más crítico la calidad de la representación del gobierno y el sistema político. A su vez, esto explicaría el signo negativo de la relación observada entre eficacia interna y externa en el AFC. Por otra parte, aquellos que perciben una menor receptividad del sistema político tienden a participar más frecuentemente en actividades políticas convencionales, lo cual coincidiría con la tesis de que una mayor satisfacción con el gobierno, las instituciones políticas y la situación en general puede terminar inhibiendo la participación política de la ciudadanía (Amnå et al., 2004; Ribeiro et al., 2011). Considerando las particularidades del caso ecuatoriano, podría agregarse que el periodo correísta no ofreció condiciones favorables para la protesta social, criminalizándola y castigándola severamente (Basabe-Serrano y Martínez, 2014). Por lo tanto, la insatisfacción con la responsividad de la clase política debió canalizarse mayoritariamente a través de los mecanismos participativos establecidos por el Estado, por vías legales y pacíficas.

Sin embargo, dado que estas correlaciones negativas son relativamente débiles, se requieren pruebas adicionales para constatar la existencia efectiva de dichas asociaciones. Situación similar ocurre con la posible conexión entre confianza en el gobierno y eficacia política interna, misma que se desvanece al limitar el análisis a estudiantes universitarios. En resumen, se verifica que cada tipo de eficacia política mantiene patrones diferenciados de asociación con el resto de variables de interés para la investigación sociopolítica. Esto constituye un indicador de la calidad del instrumento, pues los ítems propuestos son capaces de captar empíricamente las distinciones propuestas a nivel conceptual entre eficacia política interna y externa.

d) Invarianza de Medida de la Escala de Eficacia Política

La evaluación de invarianza de medida consiste en verificar si un instrumento puede conservar sus propiedades psicométricas entre diferentes segmentos sociales o entornos culturales, siendo capaz de medir el mismo constructo a partir de una estructura factorial idéntica independientemente del grupo de personas que se analice (Milfont y Fischer, 2010; Van de Schoot, Lugtig y Hox, 2012). El análisis de equivalencia de medida de la escala de eficacia política se concentró en la fase inicial de invarianza factorial⁸, misma que incluye pruebas de invarianza configural e invarianza métrica (Cheung y Rensvold, 1999).

La invarianza configural se obtiene cuando la estructura factorial del instrumento se conserva entre los grupos analizados, esto significa que en cada grupo se conceptualiza el constructo de interés de la misma forma, haciendo distinciones idénticas entre las dimensiones que lo componen. Por lo tanto, se espera que los ítems reflejen los mismos factores latentes en cada grupo (Barrera-Barrera, Navarro-García y Peris-Ortiz, 2015; Cheung y Rensvold, 2002; Gregorich, 2006). La invarianza métrica hace referencia a la equivalencia de las cargas factoriales entre grupos, es decir, los ítems se conectan con la misma intensidad a sus respectivos factores latentes. Esto indica que los grupos atribuyen el mismo significado a cada dimensión del constructo, lo cual permite que se manifiesten con la misma intensidad a través de sus respectivos indicadores observables (Gregorich, 2006; Milfont y Fischer, 2010; Van de Schoot et al., 2012).

Para probar los tipos de invarianza expuestos se procedió a efectuar un Análisis Factorial Confirmatorio Multigrupo (AFCMG) sobre las dos muestras independientes analizadas en este estudio. La estrategia de análisis para la invarianza de medida se basa en la construcción de una secuencia de modelos cada vez más restrictivos en relación con la estimación de parámetros. Cada modelo se construye a partir del anterior, añadiendo un número adicional de constricciones que reducen la cantidad de parámetros a estimar y aumentan los grados de libertad. Este tipo de sucesión entre modelos se conoce como modelos anidados (Milfont y Fischer, 2010). En este sentido, se elaboraron dos modelos anidados, el modelo 1 adopta invarianza configural, mientras que el modelo 2 agrega invarianza métrica. Estos modelos fueron puestos a prueba en términos de su bondad de ajuste a los datos. En el modelo 1 (invarianza configural) se mantuvo la misma estructura factorial (basada en los dos tipos de eficacia política) en cada muestra de estudio, con una estimación simultánea de parámetros para los dos grupos. El modelo 2 (invarianza métrica) tomó como punto de partida al modelo 1 y agregó la siguiente restricción: se asumió que todas las cargas factoriales son iguales en cada muestra analizada. Dada esta constricción, se estiman nuevamente los parámetros de modo simultáneo. Se espera que el ajuste de datos del modelo 1 sea satisfactorio, y que este ajuste no experimente un deterioro significativo al pasar al modelo 2 (Barrera-Barrera et al., 2015; Byrne, 2010; Cheung y Rensvold, 2002; Elosua, 2005; Vecchione et al, 2014).

Dado que las muestras de estudio cuentan con un desbalance importante (n₁ = 1136 y n₂ = 540) se procedió a equipararlas para evitar distorsiones en los resultados del AFCMG, siguiendo las recomendaciones de Yoon y Lai (2018). Para ello se obtuvo un submuestra aleatoria de mediante el software SPSS 23, ajustando su tamaño en 540 casos al igual que . Para evaluar las diferencias entre los modelos anidados se empleó la prueba de diferencias de chi-cuadrado (∆χ2) con un nivel de significación de 0.05, así como las diferencias en el índice de bondad de ajuste comparativo (∆CFI) y en la raíz del residuo cuadrático promedio de aproximación (∆RMSEA). Los criterios de referencia para concluir la existencia de invarianza en la bondad de ajuste de los datos son los siguientes: ∆CFI <-0.01, ∆RMSEA< 0.015 (Cheung y Rensvold, 2002; Elosua, 2005; Vecchione et al, 2014). Los resultados del AFCMG se presentan en la tabla 5

Tabla 5. Prueba de invarianza configural y métrica de la escala de eficacia política
Datos recolectados por el GIPS-UPS, Quito – Ecuador (marzo 2017 y julio 2017). Elaboración propia.

En el caso del modelo 1, el valor adoptado por los indicadores CFI (> 0.95) y RMSEA (<0.08) permite constatar la existencia de invarianza configural, esto implica que la estructura factorial de la escala de eficacia política se conserva entre las muestras de estudio. En otras palabras, cada grupo analizado distingue de forma equivalente entre eficacia política interna y externa a través de los ítems del instrumento. La invarianza métrica también puede verificarse, puesto que de acuerdo con la prueba de diferencias de chi-cuadrado no existen diferencias estadísticamente significativas entre el modelo 1 y el modelo 2(∆χ2 = 9; p = 0.17). Asimismo, las diferencias registradas por los indicadores CFI y RMSEA se encuentran dentro de los criterios de referencia (∆CFI = -0.004; ∆RMSEA = 0.000). Esto significa que cada grupo concibe a la dimensión interna y externa de la eficacia política de forma equivalente, haciendo posible que los ítems de cada subescala sean capaces de medir con la misma precisión el comportamiento de sus respectivos factores latentes. Es decir, cada ítem recibe una interpretación análoga por parte de los integrantes de ambos grupos. Los resultados presentados permiten concluir que el instrumento propuesto cuenta con propiedades de invarianza factorial, reforzando su validez y confiabilidad como modelo de medición del sentido de eficacia política.

4. DISCUSIÓN

El sentido de eficacia política es un concepto explicativo fundamental para la comprensión del comportamiento político individual y colectivo, siendo necesario asegurar procedimientos consistentes y comparables de medición que faciliten una lectura precisa de su funcionamiento, tomando en cuenta las particularidades de sus dimensiones constitutivas y su aplicabilidad a contextos hispanoparlantes. Las pruebas estadísticas efectuadas en el presente trabajo proporcionan evidencia empírica a favor de la escala propuesta para la medición del sentido de eficacia política individual. Las propiedades psicométricas de validez de constructo, consistencia interna, validez externa e invarianza factorial han podido verificarse satisfactoriamente a partir del uso de dos muestras independientes extraídas de la realidad ecuatoriana en momentos pre y post electorales respectivamente. En vista de que momentos como las elecciones presidenciales tienen capacidad para producir cambios en las actitudes políticas de la ciudadanía (Banducci y Karp, 2003), la estrategia de recolección de datos tuvo entre sus fines contemplar estas posibles variaciones a la hora de probar la validez y fiabilidad del instrumento.

Los resultados expuestos permiten establecer dos hallazgos fundamentales: primero, la escala formulada por Niemi et al. (1991) para la medición de la eficacia política interna sugiere un grado aceptable de replicabilidad en contextos hispanoparlantes, siempre que el proceso de adaptación y traducción conserve el contenido esencial de sus ítems. Esta conclusión se desprende del buen desempeño psicométrico constatado para un contexto como el ecuatoriano, que si bien se configura a partir de un momento histórico que conjuga marcadas especificidades de carácter político, económico y social (descritas inicialmente), no deja de compartir similitudes con el resto de países latinoamericanos. Dado que dicha escala se desarrolló originalmente para otro tipo de contextos, los resultados aportan evidencia de validez intercultural. Segundo, los ítems desarrollados para la medición de la eficacia política externa cuentan con cualidades psicométricas de partida que resultan prometedoras de cara a estudios comprobatorios de mayor escala que puedan efectuarse a futuro.

El instrumento propuesto, suma de la adaptación de la escala de eficacia política interna de Niemi et al. (1991) y la construcción de una escala de eficacia política externa, pretende ser una contribución metodológica hacia una medición más estandarizada del sentido de eficacia política en el marco de los crecientes esfuerzos de investigación centrados en entornos hispanoparlantes. Aspectos como una estructura factorial coherente, confiabilidad de los ítems que componen cada subescala y evidencia de validez nomológica acorde con la literatura internacional, sugieren una correcta adaptación cultural de la métrica, ofreciendo perspectivas alentadoras de su aplicabilidad en el resto de países latinoamericanos y potencialmente en España. En este sentido, aunque la invarianza de medida del instrumento solo pudo verificarse en términos de invarianza factorial, esto constituye un prerrequisito necesario para la posterior realización de comparaciones interculturales que posibiliten la depuración y el logro de una escala de eficacia política consistente entre países (Cheung y Rensvold, 1999).

4.1. Limitaciones y futuras investigaciones

El presente trabajo cuenta con ciertas limitaciones relativas al diseño muestral y el método de estimación en AFC. Las muestras empleadas proporcionaron información circunscrita al DMQ, tanto en lo referente a población general como universitaria, razón por la cual se recomienda realizar estudios con muestras representativas a nivel nacional, con el objetivo de contrastar los resultados empíricos aquí presentados y avanzar hacia evaluaciones de la aplicabilidad del instrumento entre diferentes países hispanoparlantes, tomando en consideración el ajuste cultural y las diferencias de contexto político. Por otra parte, la escala de valoración de los ítems tipo Likert empleados para medir la eficacia política interna y externa se limitó al uso de 4 opciones de respuesta, aspecto que restringió el uso de métodos de estimación más potentes en el AFC (por ejemplo, Máxima Verosimilitud), puesto que los ítems se trataron como politómicos. Ante esto, se sugiere que en posteriores aplicaciones se utilicen escalas tipo Likert con al menos 5 categorías de respuesta, lo cual además de facilitar la estimación de parámetros por medio de técnicas más potentes, posibilita un análisis más completo de la invarianza de medida del instrumento, pudiendo incluirse las siguientes pruebas de invarianza: escalar, varianza de error, varianza factorial, covarianza factorial y medias factoriales (Milfont y Fischer, 2010). Estas pruebas estadísticas adicionales resultan necesarias para el análisis de invarianza de medida entre diferentes entornos culturales y políticos. De este modo, la evaluación de invarianza cultural permitiría, de ser necesario, introducir ajustes en los ítems de la escala de eficacia política con el propósito de disponer de un instrumento lo suficientemente consistente y estandarizado entre países, mejorando la comparabilidad de la información y los resultados de investigación, fortaleciendo la comprensión de los fenómenos políticos e incluso abriendo la posibilidad del uso futuro de dicha escala en encuestas de opinión pública de aplicación regular a nivel de América Latina y España.

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Notas