Agrar ojämlikhet och politik i Spanien

Agrara samhällen kan ha väldigt olika sociala strukturer (klasstrukturer): det är stor skillnad mellan en socken där all jord ägs av en enda godsägare och där den övriga befolkningen sysselsätter sig med att arbeta åt godsägaren, och en socken där jorden delas mellan en större mängd småbönder. Vi kan tänka oss att i den godsdominerade socknen så utövar godsägaren inte bara ekonomisk makt -- makten att anställa och att avskeda -- utan också social och ideologisk makt. I denna tanketradition har historiker och samhällsvetare som Alexander Gerschenkron teoretiserat att den agrara ojämlikheten leder till en odemokratisk politisk kultur, med starkt begränsat folkligt deltagande och helt enkelt elitens dominans. Östra Preussen med dess junkrar är det arketypiska exemplet.

Ekonomisk-historikern Jordi Domènech och statsvetaren Ignacio Sánchez-Cuenca, båda verksamma vid Carlos III-universitetet i Getafe just utanför Madrid, går i en artikel från 2022 i dialog med denna tanketradition. De inleder dock sin artikel med en något annan inramning, om den historiska persistensen och ifall vi har en långsiktig persistens i regionala skillnader i politiskt beteende

"The historical and geographical persistence of patterns of political behaviour has been well documented (see, among others, Acharya, Blackwell and Sen 2016b; Charnysh 2015; Homola, Pereira and Tavits 2020; Lupu and Peisakhin 2017; Rodden 2019; Sanchez-Cuenca 2019; Tilley 2015; Voigtländer and Voth 2012; Wittenberg 2006). In many cases, the phenomenon of political persistence is conceptualized as a historical legacy, where the effect of an extinct cause survives vast economic, social and political transformations (Simpser, Slater and Wittenberg 2018)." (s. 1668)

Den agrara ojämlikheten kan då ses som ett specialfall av sådan persistens. De går tillbaka till mellankrigstiden i Europa, som enligt Lipset och Rokkan (1967) var tiden när det politiska systemet formerades, med klyftorna mellan stad och land, kapitalister och arbetare, och kyrka och sekularism. Domènech och Sánchez-Cuenca knyter an till Stefano Bartolinis klassiska bok The Political Mobilization of the European Left (2000) där Bartolini hävdar att länder som på 1920-30-talen fortfarande var agrara, och som hade "extreme inequality", fick ett politiskt mönster där lantarbetarna gick till den politiska vänstern. Om man förenar detta argument från Bartolini med Lipset och Rokkans argument om att klyftorna som strukturerar den politiska konflikten "frös" på 20-30-talen och bestod i flera decennier, så får vi alltså en position att de länder som på 20-30-talet var agrara och ojämlika flera decennier senare bör ha en vänsterdominerad landsbygd medan de andra länderna inte bör ha det.

Spanien är ett perfekt fall för att studera detta, säger Domènech och Sánchez-Cuenca: agrar klasskonflikt var en av de drivande faktorerna bakom den Andra Republikens fall och inbördeskriget 1936-1939, medan agrara klasskonflikter var mycket mindre viktiga efter Franco-diktaturens fall 1977. Ändå, säger de, finner vi en robust och positiv effekt av 20-30-talens agrara ojämlikhet på Vänsterns styrka i de spanska valen från 1977 till 2019. De föreslår att det finns två kausala mekanismer i spel här. Ett, att konflikterna om jord skapade beständiga politiska identiteter och lojaliteter som ännu sjuttio-hundra år senare gynnar vänstern. Två, att den agrara ojämlikheten har negativa effekter på socioekonomiska utfall -- välståndet, utbildningsutbudet -- vilket i sin tur gynnar vänstern. 

I teorisektionen konstaterar de att Lipset och Rokkan inte utvecklade analysen av den agrara klasskonflikten men att andra forskare, inklusive Urwin (1980) gjorde bidrag åt detta håll. Linz (1976, Comp Pol) urskilde 13 sociala klasser i jordbruket, med godsägare (latifundium) i toppen och jordbruksarbetare i botten. D och SC är framför allt intresserade av polariseringen i godsregioner och motsättningarna mellan godsägarna och lantarbetarna. Så här beskriver de dessa och deras implikationer för politiken:

"In countries with high levels of agrarian inequality, landowners sought to maintain their privileges and to neutralize the emergence of new industrial elites; consequently, they opposed democracy, which was perceived as a threat to the status quo (Ansell and Samuels 2014; Boix 2003; Moore 1967; Ziblatt 2008). Large landholdings are usually associated with various forms of labour coercion and, therefore, with strongly hierarchical social relations. In response, landless labourers resent their dependence on landowners, particularly if their jobs are only seasonal, and frequently support land redistribution. Politically, therefore, they lean towards the Left. Small farmers, by contrast, tend to be conservative, religious and traditionalist; they do not generally favour land redistribution." (s. 1670)

Med Bartolini (2000) säger de att denna sociala motsättning var viktig i länder där jordbruket var (a) viktigt och (b) ojämlikt. På förutsättningen (a) faller de tidigt industrialiserade länderna bort: de pekar på Storbritannien, Schweiz, Belgien, Nederländerna och, förvirrande nog med tanke på det klassiska Sonderweg-argumentet om junkrarnas betydelse i tysk 1900-talspolitik, Tyskland. På (b) gör de också en pikant utsortering av länder: "A similar diagnosis holds for countries with more egalitarian land distribution (the Nordic ones), regardless of the timing of industrialization." (s. 1670) Jag hade missat att läsa denna artikel innan Felix Kersting och jag skrev vårt working paper om agrar ojämlikhet och demokratisering i Sverige och Preussen men man kan väl helt enkelt konstatera att vårt argument om att folk underskattar den agrara ojämlikheten i Sverige, och drar felaktiga slutsatser om den politiska utvecklingen utifrån den felaktiga bedömningen av den agrara ojämlikheten, är ännu mer relevant än vad vi visste när vi skrev vårt utkast. I vilket fall, så menar Domènech och Sánchez-Cuenca att det är i länder där lantarbetarna var mellan 1/3 och 1/2 av arbetarklassen, som den agrara klasskonflikten blev central för politiken. (De jämställer "extrem agrar ojämlikhet och proletarisering, inget konstigt med det men intressant att notera, s. 1671.) De identifierar detta som södra Europa och i någon mån Frankrike. De beskriver situationen i detta mer polariserade Sydeuropa så här:

"the agrarian issue was key during the interwar period. Rural conflict polarized politics: leftist formations, particularly socialist parties, were less compromising and more tempted by revolution when agrarian workers had a greater presence in their ranks, in contrast to the reformist socialist or labour parties in early industrializing countries, which had a more homogeneous industrial and urban base (Bartolini 2000, 498–9; Luebbert 1991, 295–302). The agrarian basis of support for leftist parties (socialist, anarchist or communist) in Southern European countries is a well-known phenomenon (Urwin 1980: ch. 4). Moreover, in these countries, the agrarian issue was reinforced by the religious cleavage due to the coalition between large landowners and the Church (Manow 2015). Thus, anti-clerical violence was higher in areas of greater agrarian inequality, whereas in more egalitarian regions, small owners sided with the Church." (s. 1670)

De går över till att diskutera Spanien, som på 1930-talet fortfarande hade mer än hälften av sina sysselsatta i jordbruket, och som hade en ojämlik ägandestruktur i jordbruket, särskilt i den sydvästra delen av landet. Det finns inga "comprehensive estimates of landownership inequality" i det tidiga 1900-talet för Spanien, säger de, men med statistik från Vanhanen (2003) pekar de på att Spanien, liksom Portugal och Italien, hade en av de lägsta andelarna familjejordbruk i Europa. I de södra provinserna Cádiz, Sevilla och Córdoba utgjorde stora gods -- över 250 hektar -- mer än 40 procent av jorden, och i dessa andalusiska provinser spred sig den anarkistiska rörelsen bland lantarbetarna i det tidiga 1900-talet. [1]

Under 1920- och 30-talen ökade hettan i den agrara klasskonflikten ytterligare. Antalet medlemmar i den socialistiska lantarbetarfackföreningen ökade från runt 37 tusen år 1930 till nästan en halv miljon år 1933, och strejkerna i jordbruket ökade tjugofalt 1931-33. Efter att vänstern vann valet 1931 genomförde socialister och vänsterrepublikaner reformer av landsbygdens arbetsmarknad och arrendatorsförhållanden. I september 1932 försökte vänsterreringen genomföra en ambitiös jordreform, vilket ytterligare ökade polariseringen. Små och mellanstora bönder organiserade sig i Confederación Española de Derechas Autónomas, en högerkoalition med reaktionära partier, katolska grupper och monarkister. De små och mellanstora bönderna skulle inte direkt påverkas av jordreformen, eftersom de inte ägde tillräckligt mycket, men skulle indirekt bli påverkade av att lönerna skulle stiga när det fanns färre fattiga och desperata jordlösa arbetare att välja mellan, och detta hot drev bönderna i Högerns famn inför valet 1933. [2] När Folkfronten vann valet i februari 1936 skruvades reformtakten upp, men detta väns förstås snabbt när först regeringen möter en kupp och sedan ett inbördeskrig. Den segrande högersidan återställde alla exproprieringar av jord som vänstern genomfört, och på 1950-60-talet ledde snabb industrialisering i Baskien, Katalonien och Madrid-regionen till stor migration från de fattiga provinserna i södern till de nya fabrikerna. Jordbrukets andel av sysselsättningen i landet som helhet sjönk från 40 procent år 1960 till 16 procent år 1980. (s. 1672)

I Domènech och Sánchez-Cuencas empiriska analys är den huvudsakliga utfallsvariabeln vänsterns röstandel i de spanska valen 1977 till 2019, totalt 15 val. [3] Den första oberoende variabeln är andelen jordlösa lantarbetare i folkräkningen år 1860, som i Beltrán och Martínez-Galarraga (2018, Explorations). Denna är mätt på ganska grovhuggen nivå: de 50 provinserna, som skapades 1833 och finns kvar oförändrade idag. Den andra varianten är att använda en inkomplett jordräkning från 1920-talet, insamlad av en historiker på 1970-talet, och att räkna ut andelen av den totala beskattade jordbruksinkomsten som gick till ägare med inkomster över 5000 pesetas -- historikern Carrión (1975) menade att ungefär 1 procent av jordägarna i Spanien hade sådan inkomst eller mer, och att det var ungefär 2 procent av jordägarna i de ojämlika andalusiska provinserna. (s. 1674) Denna variabel finns för 882 kommuner, från provinserna Badajoz, Ciudad Real, Cáceres, Cádiz, Córdoba, Jaén, Málaga, Salamanca och Seville. I regressionerna utesluter de kommuner med färre än 1000 röster, eftersom de kan vara så volatila, och har då kvar 513 kommuner. (s. 1675) En tredje oberoende variabel, i en robustness check, är andelen i olika bondegrupper i 1920 års folkgrupper. Anledningen till att denna bara är en robustness check är att det är otydligt hur en småbonde räknas, i kategorin patronos eller no patronos.

Diskussionen om geografiska kontroller är extremt kort och ganska otydlig. I sin helhet lyder den: "Both in the provincial and municipal analyses, we add latitude and longitude to control for
hidden spatial patterns. We also control for the altitude of the province capital in the provincial
analysis and the altitude of the municipality in the municipal analysis." (s. 1674) De motiverar alltså inte alls varför det är relevant att inkludera latitud och longitud, eller hur högt provinshuvudstaden ligger över havet. 

Regressionsmodell 1 har på högersidan andelen jordlösa år 1860, geografiska kontroller, och dimmies för valåren. (Det är oklart om modellen har provins-fixed effects: enligt brödtexten innehåller den "the dummy for historical regions", men det finns inga sådana i tabellen, medan däremot valårs-fixed effects är tydligt redovisade.) Modell 2 använder istället andelen stora jordägare för de 882 kommunerna i de nio provinserna. Enligt modell 1 så medför en 10 procentenheters ökning av andelen jordlösa år 1860 4 procentenheters mer röster för vänstern under åren 1977-2019. I modell 2 är effekten svagare, vilket antagligen har att göra med att dessa data mest kommer från provinserna med hög agrar ojämlikhet. Koefficienten är 0,082 vilket innebär, säger Domènech och Sánchez-Cuenca, att en ökning om en standardavvikelse medför 2 procentenheter mer vänsterröster, vilket motsvarar 15 procent av en standardavvikelse i utfallsvariabeln. Den skattade effekten är robust till inkludering av provins-fixed effects.

Modell 3 lämnar den ekologiska inferensen -- studiet av mönster på kommun- och provinsnivå -- och studerar istället individdata, med en survey (som har omkring 9000 respondenter) från strax före 1977 års val. Det är en probit-modell där utfallsvariabeln är sannolikheten att rösta på ett vänsterparti, och använder andelen jordlösa år 1860 plus samtida socio-demografiska kontroller: arbetslösheten i regionen, utbildningsnivå, och sysselsättningsstrukturen jordbruk/industri/tjänster. Med alla andra variabler på sina medelvärden var sannolikheten att rösta vänster 35,1 procent i provinser där andelen jordlösa år 1860 var 30 procent, men i provinser där andelen jordlösa år 1860 var 70 procent, var sannolikheten att rösta för vänstern 59,6 procent.

I ytterligare en variant använder de en instrumentvariabel för den historiska ojämlikheten. Instrumentet är reconquistan från de muslimska härskarna i Spanien, från 700-talet till 1492. Denna gick i början långsamt och ledde till tätbefolkade samhällen med en större mängd bönder och relativt utbrett deltagande i bystyret, men från 1000-talet och framåt var det en strängare feodal ordning som skapades i de nyvunna regionerna:

"The initial period of the Reconquest was characterized by a relatively compact settlement, leading to egalitarian political institutions, free peasants and dispersed land-
ownership. In contrast, after Toledo fell into Christian hands in 1085, the aristocracy and the so-called ‘military orders’ were in charge of guaranteeing the protection of settlers in contested terrain south of the Tagus River."

Detta historiska arv, 500-1200 år gammalt, korrelerar förstås med en massa mellanliggande utfall, inte bara partival i valen 1977-2019, och författarna resonerar om hur den feodala ojämlikheten t ex leder till lägre socialt kapital och lägre utbildningsnivå (Baten och Hippe 2018, Baten och Juif 2014); därför kontrollerar de för andelen icke läskunniga år 1860 för att rensa bort effekten på politiken från det feodala arvet som verkar genom sociala förhållanden. [4]

Deras diskussion om kanalerna för den historiska persistensen är väldigt intressant. De menar att den historiska agrara ojämlikheten påverkar samtida politik genom två kanaler: en politisk, en ekonomisk. Den ekonomiska är att ojämlikheten enligt dem -- och detta tror jag inte gäller om man byter till en svensk kontext -- hindrade industrialiseringen, hejdade humankapitalbildningen, och ökade fattigdomen och arbetslösheten. (Greg Clark skulle inte heller hålla med om att ojämlikheten nödvändigtvis hindrar humankapital -- se hans och Rowena Grays studie av England.) I vilket fall, så är det ganska rättframt att testa betydelsen av de här variablerna. Den politiska kanalen är på något sätt mer komplex, och mer intressant. Domènech och Sánchez-Cuenca lägger här in två mellanstationer, tester av episoder som ligger emellan de historiska orsakerna och utfallen från 1977 till 2019. Den ena är stöd för Folkfronten i det polariserade valet februari 1936. Den andra är repressionen efter inbördeskriget. De använder för att testa detta litteraturen om "mediation analysis". De beskriver logiken så här:

"In the model, historical agrarian inequality has both an effect on the mediators (voting in the 1936 elections and Civil War violence) and on the intermediate confounders (the contemporary economic conditions of the provinces). The existence of intermediate confounders and post-treatment bias suggests that a causal mediation model should be adopted. In this sense, we follow Acharya, Blackwell and Sen (2016a) and use sequential g-estimation to isolate the two potential causal relationships." (s. 1677)

Det första steget är diagrammet med pilar som jag klistrat in nedan, en Directed Acyclic Graph, DAG. Till vänster finns "pre-treatment variables", alltså faktorer som föregick 1860 års agrara ojämlikhet: geografi, reconquistan, politik före 1860. Därefter kommer själva "treatment", alltså den huvudsakliga oberoende variabeln, 1860 års agrara ojämlikhet. Denna påverkar därefter utfallsvariabeln -- partival 1977-2019 -- på två olika vägar, en genom 1930-talets agrara politik, konflikter och inbördeskrig, en genom den ekonomiska utvecklingen.

För att beräkna detta ekonometriskt använder de s k g-estimation som är ett sätt att hantera longitudinella effekter där något som tidigare hänt (den oberoende variabeln) påverkar utfallsvariabeln direkt, men också indirekt genom mellanliggande variabler, confounders. G-estimation är en teknik som använts mycket i medicinsk forskning där man har data för samma individ över en längre tid, och något dåligt som hände personen tidigare påverkar utfall idag genom olika mekanismer. Psykologiforskarna Wen Wei Loh och Dongning Ren presenterar i en introduktion till g estimation följande exempel på en DAG:

Här är utfallsvariabeln Y -- som i deras exempel är ens välmående under dagen -- observerad vid tre tidpunkter, förmiddag, lunch och eftermiddag. Den oberoende variabeln X är om man har druckit kaffe eller inte, och confoundern L är trötthetsnivån. Som vi ser från pilarna så påverkar både förmiddagens humör (Y1) och förmiddagens energinivå (L1) om man dricker kaffe (X1), som påverkar humöret senare under dagen, Y2 och Y3. g estimation är då en metod för att beräkna hur Y3 bestämts av måendet tidigare under dagen (Y1 och Y2) och en oberoende variabel (X) och en confounder (L) som alla påverkas i sig av Y, och har ömsesidiga relationer.

Så här förklarar Domènech och Sánchez-Cuenca sin g-estimation-approach:

"To proceed with the sequential g-estimation, we first expand our baseline regressions to include the mediator variables and the intermediate confounders alternatively. One first snapshot of the relative importance of these channels can be simply grasped by gauging the change in the main coefficient on agrarian inequality when adding the mediators or the intermediate confounders to the baseline specification (Baron and Kenny 1986). For the mediators, we use the provincial percentage of the vote going to the Popular Front in the general election of February 1936 (the source is Alvarez Tardío and Villa [2017]). Regarding Civil War repression, we use the data from Espinosa (2010).15 For the analysis, we include only the number of civilians killed by the Rebels since the repression of the Republicans is associated with support for the Popular Front in the 1936 elections (it makes little sense to assume that Republican repression strengthens leftist allegiances). We ‘normalize’ the number of murdered civilians using the inverse hyperbolic sine function." (s 1677-1678)

Den första regressionen i g-estimation-analysen är samma som den första regressionen i pappret fast med de två medlande variablerna med: andelen röster på Folkfrontens partier år 1936 och höger-repression efter inbördeskriget. Båda de medlande variablerna har positiva och signifikanta effekter på vänsterröstning 1977-2019, och koefficienten för 1860 års andel jordlösa krymper från 0,406 till 0,107. I en annan variant, kolumn 3 i samma tabell, använder de istället de samtida confounders -- arbetslöshet, etc. Dessa minskar inte koefficienten för 1860 års ojämlikhet lika mycket som de medlande variablerna från 1930-talet gör, vilket författarna tolkar som att: "Although these estimations are affected by post-treatment bias, they suggest that the political mechanism is a more dominant channel than the intermediate economic confounders." (s. 1678)

Därefter gör de en sequential g-estimate med Stata-koden från Acharya, Blackwell och Sen (2016). De beskriver processen så här: 

"This procedure de-means the main variable to keep the intermediate confounders or the mediator constant, re-estimates the regression without post-treatment variables and bootstraps the standard errors of the coefficient of interest. In column 4, we present the results of the sequential g-estimation when the intermediate confounders (unemployment, education and industrialization) are fixed. The coefficient on agrarian inequality in 1860 captures the effect that goes through the political channel, in this case, the front-door pathway via our selected mediators. We obtain a very similar coefficient of land inequality to that of column 3. A one standard deviation increase in 1860 inequality (10.24 percentage points) is associated with a 2.94 percentage point increase in the leftist vote, which represents almost a third of the standard deviation in the leftist vote." (s. 1678)

Kolumn 2 kollar på den andra möjliga kanalen, med medelvärdet för 30-talets medlande variabler bortdragna från dem. Koefficienten ändras knappt jämfört med kolumn 1 vilket visar att båda kanalerna spelar roll, men den politiska mer än den ekonomiska. De gör också g-estimation-metoden med kommundatat.

Jag gillar verkligen hur fokuserade de är på att diskutera persistensens mekanismer, och från g-estimation-sektionen övergår de till en mer kvalitativ diskussion av mekanismerna. Hur kunde den ideologiska präglingen från 1920-30-talen överleva genom flera decennier av diktatur och fortfarande manifestera sig i den demokratiska politiken från 1977 och framåt? De ger en effektiv översikt över olika kanaler som forskningen diskuterat: "The literature on historical legacies has contemplated several transmission mechanisms: the Church (Wittenberg 2006), the school (Darden and Grzymala-Busse 2006) and the family (Acharya, Blackwell and Sen 2016b; Lupu and Peisakhin 2017; Voigtländer and Voth 2012)." (s. 1680) För den spanska kontexten med Francos diktatur bör familjen vara den viktigaste mekanismen: partier och fackföreningar till vänster var förbjudna, och kyrkan var regimtrogen. Skolorna styrdes likaså av kyrkan och regimen. Återstår gör familjen, som också forskningen från andra länder visat vara viktig. För att undersöka denna mekanism använder de en survey gjord 2008 där respondenterna blev tillfrågade både om sin egna politiska position, ens föräldrars politiska positionerl och vilken sida förfäderna tog under inbördeskriget.

Det är en rik artikel, med ambitiöst innehåll, och från mekanismdiskussionen går de över till att diskutera ifall relationen mellan agrar ojämlikhet och senare politiska utfall är sig lik också i andra europeiska demokratier. De kollar här på Italien och England, två länder med stor agrar ojämlikhet i det tidiga 1900-talet men där England var en tidig och Italien en sen industrialiserare. (I ett online-appendix kollar de också på Portugal.) För Italien är ojämlikhetsmåttet andelen jordlösa ("landless peasants") i befolkningen i folkräkningen 1931, och utfallsvariabeln är partival i 1976 års val. Korrelationen mellan den agrara ojämlikheten och vänsterns styrka är stark. (s. 1684) I England är det däremot inte så. Där är utfallsvariabeln stödet för Labour-partiet i 1970-talets fem parlamentsval, och de oberoende variablerna är olika indikatorer på rural fattigdom och konflikt på 1820- 1830- och 1870-talen. De tar en indikator på poor relief per person på 1820-30-talen från Blaug (1963) eftersom poor relief-utgifter var (negativt) korrelerade med bred tillgång till jord. Den andra oberoende variabeln är deltagande i Captain Swing-upploppen på 1830-talen, med data från Caprettini och Voth (2020). Den tredje oberoende variabeln är andelen av jordräntorna år 1873 som betalades till jordägare med mer än 800 acres jord. Till skillnad från i Spanien och Italien finns det i England ingen positiv korrelation mellan historisk agrar ojämlikhet och vänsterns styrka på 1970-talet.

 

referens

Jordi Domènech och Ignacio Sánchez-Cuenca (2022) "The Long Shadow of Agrarian Conflict: Agrarian Inequality and Voting in Spain", British Journal of Political Science 52: 1668-1688.

fotnoter

[1] Här har de några intressanta historiska referenser: T Kaplan (1977) Anarchists of Andalusia, 1868–1903 (Princeton); J Maurice (1990) Anarquismo Andaluz: Campesinos y Sindicalistas, 1868–1936. (Barcelona).

[2] Också här är de hsitoriska referenserna intressanta. De använder Malefakis klassiska studie från 1970 för jordreformen, och Luebbert (1991, s. 297), Manow (2015) och Simpson och Carmona (2020) för böndernas reaktion. 

[3] Eftersom vänsterpartierna förändrats över tid aggregerar de röstarna på alla vänsterpartier i varje aktuellt val. (s. 1672) 

[4] Mer precist så diskutear de det så här: "Feudal privilege is linked to other factors, like lower levels of social capital and education, which might also be correlated with contemporary political outcomes (Baten and Hippe 2018; Baten and Juif 2014), violating the exclusion restriction. We therefore add to our specification the rate of illiteracy in 1860 as an extra control blocking potential impacts of feudal privilege on political preferences other than inequality. By including illiteracy, the levels of human and social capital are taken into account, and the instrument captures agrarian inequality." (s. 1676)