Abstrak
Makalah ini meneliti bagaimana kelas memengaruhi keterlibatan politik dalam konteks Peru. Berdasarkan pendekatan Bourdieus, penelitian ini menggunakan respons ‘tidak tahu’ (DK) pada survei opini sebagai ukuran kemauan untuk menyatakan opini politik dan hubungannya dengan kelas sosial, yang diukur berdasarkan pendapatan. Hasilnya menunjukkan bahwa pendapatan berkorelasi terbalik dengan respons politik (DK). Lebih jauh, tingkat DK politik dikaitkan dengan bentuk keterlibatan politik yang diprediksi oleh kelas, yang diukur berdasarkan pendapatan. Temuan ini menunjukkan bahwa kelas membentuk rasa berhak untuk berpartisipasi dalam politik, dan kompetensi yang dipersepsikan ini mengarah pada keterlibatan yang lebih besar dalam bentuk aktivitas politik yang terkait dengan kelas.

Salah satu isu yang paling banyak dibahas dalam studi politik Peru adalah keterasingan warga negara yang meluas dengan demokrasi dan sistem politik (Mainwaring, 2006 ). Sebagian besar studi lintas negara tentang perilaku politik menemukan bahwa Peru memiliki beberapa tingkat minat terendah dalam politik, dukungan untuk demokrasi dan lembaga politik, dan kepercayaan pada aktor politik seperti partai politik (Carrión et al., 2018 ). Sementara Peru memiliki tingkat partisipasi politik rata-rata di antara negara-negara Amerika Latin (Klesner, 2007 ; Rivera, 2018 ), hampir setiap ukuran hubungan warga negara dengan politik dan lembaga politik menunjukkan krisis representasi politik yang mendalam. Bagi banyak akademisi, keterasingan warga negara Peru dari politik dapat dikaitkan dengan frustrasi mereka dalam mencapai representasi yang tepat dalam bidang politik yang dilalui oleh lembaga politik yang rapuh, aktor politik yang lemah dan antidemokratis, dan tingkat korupsi yang tinggi (Canache dan Allison, 2005 ; Mainwaring, 2006 ). Akan tetapi, studi-studi ini sering kali mengabaikan sifat keterasingan yang sangat meluas di antara segmen masyarakat yang paling miskin dan terdiskriminasi secara ekonomi (Murakami, 2000 ; Chaparro, 2018 ). Sebagian, kurangnya perhatian ini bersumber dari asumsi ilmu politik arus utama tentang ranah politik sebagai ruang otonom untuk menentukan posisi, yang mengesampingkan pertimbangan tentang bagaimana kekuatan sosial yang lebih luas seperti pola ketimpangan yang terus-menerus membentuk kecenderungan politik (Caínzos dan Voces, 2010 ).

Artikel ini bertujuan untuk mengisi kesenjangan ini dalam literatur politik yang berlaku di Peru dengan secara langsung membahas hubungan antara alienasi politik dan ketidaksetaraan sosial. Terinspirasi oleh analisis Bourdieu tentang abstain politik, artikel ini mengambil langkah mundur dari pengawasan perilaku politik untuk memeriksa kondisi kemungkinan keterlibatan politik (Bourdieu, 2010 ). Mirip dengan literatur klasik tentang budaya politik, bagi Bourdieu partisipasi politik tergantung pada kompetensi teknis, yaitu pendidikan, pelatihan, atau kemampuan. Namun, para sarjana ini sering menghilangkan pertimbangan bahwa kompetensi ini tidak dapat dipisahkan dari rasa berhak untuk terlibat dalam urusan politik ( 2010 : 400). Selain pendidikan dan jenis pengalaman politik relevan lainnya, disposisi individu untuk berpartisipasi dalam politik juga ditentukan oleh rasa legitimasi subjektif, yang muncul dari penempatan mereka dalam struktur kelas (Laurison, 2012 : 3). Mirip dengan bentuk konsumsi budaya lainnya, Bourdieu memahami keterlibatan politik sebagai hubungan individu dengan budaya dan lembaga yang sah (Bourdieu, 1991 ). Dalam kasus Peru, kerangka kerja ini mengajukan pertanyaan apakah, di balik isu-isu yang sering dibahas seputar keterasingan dan pencabutan hak warga negara, pola ketimpangan sosial yang lebih luas dan terus-menerus yang menghalangi hubungan yang konstruktif antara kaum kurang mampu dan politik tersembunyi.

Makalah ini dibangun berdasarkan pemeriksaan Laurison ( 2012 , 2015 ) atas respons ‘tidak tahu’ (DK) untuk mengevaluasi hipotesis Bourdieu tentang partisipasi kelas. Dengan memanfaatkan pendapatan sebagai indikator kelas dan melakukan analisis statistik pada kumpulan data AmericasBarometer (LAPOP Lab, 2019 ), makalah ini menyelidiki kredibilitas hipotesis kompetensi kelas dalam konteks Peru dan implikasinya terhadap keterlibatan dan partisipasi politik yang lebih luas. Secara khusus, makalah ini membahas pertanyaan-pertanyaan berikut:

1. Bagaimana kesenjangan kelas, yang diukur berdasarkan pendapatan, memengaruhi persepsi individu terhadap kompetensi politik? Lebih jauh,
2. Bagaimana kesenjangan ini berhubungan dengan berbagai bentuk keterlibatan politik?

Temuan studi ini menyoroti bahwa pendapatan berkorelasi terbalik dengan respons DK. Hal ini menunjukkan bahwa di Peru, mirip dengan kasus yang dipelajari oleh Bourdieu ( 2010 ) dan Laurison ( 2015 ) di AS dan Prancis, kelas membentuk kecenderungan untuk mengekspresikan opini politik dan, akibatnya, rasa berhak untuk terlibat dalam wacana politik. Lebih jauh, studi ini mengungkapkan bahwa rasa berhak yang dirasakan ini juga memprediksi bentuk-bentuk keterlibatan politik yang terkait dengan kelas – yaitu yang terkait positif dengan pendapatan.

Partisipasi Politik dalam Konteks Amerika Latin
Di wilayah Amerika Latin, banyak faktor yang biasanya dikaitkan dengan partisipasi politik di negara-negara maju Barat menunjukkan pola yang sama. Dengan beberapa variasi antar negara, sebagian besar penelitian menunjukkan bahwa faktor sikap seperti efikasi internal dan eksternal, minat dalam politik, dan kepercayaan pada lembaga secara signifikan mempromosikan keterlibatan politik (Seligson, 2002 ; Rivera, 2018 ; Carreras dan Bowler, 2019 ). Selain itu, demografi yang biasanya dikaitkan dengan partisipasi, yaitu menjadi warga negara laki-laki dan lebih tua, memainkan peran penting dalam membentuk aktivitas politik di wilayah tersebut (Rivera, 2018 ; Carreras dan Bowler, 2019 ). Demikian pula, penelitian tentang modal sosial yang terinspirasi oleh karya Putnam di Amerika Serikat (AS) mengungkapkan bahwa hal itu cenderung memiliki efek kumulatif pada mobilisasi politik, khususnya di daerah pedesaan (Klesner, 2007 ; Carreras dan Bowler, 2019 ). Studi-studi ini menunjukkan bahwa jaringan sosial yang lebih besar, keberadaan norma-norma timbal balik dan penyebaran kepercayaan di seluruh komunitas mendorong individu untuk berpartisipasi dengan orang lain dalam berbagai kegiatan politik. Dalam hal ini, literatur tentang Amerika Latin menyoroti bahwa komunitas yang lebih kecil dan daerah pedesaan cenderung memiliki tingkat modal sosial yang lebih besar karena ‘komunitas dan keluarga yang erat’ (Carreras dan Bowler, 2019 : 726). Lebih jauh, meskipun tidak sering dianggap sebagai faktor penjelasan untuk partisipasi politik dalam literatur, studi telah menemukan bahwa viktimisasi kejahatan – menjadi korban kejahatan dalam dua belas bulan terakhir – meningkatkan keterlibatan politik di banyak negara Amerika Latin dan negara-negara maju Barat (Bateson, 2012 ; Alvarez, Levin dan Núñez, 2017 ; Carreras dan Bowler, 2019 ).

Hubungan antara kesenjangan kelas dan keterlibatan politik di Amerika Latin berbeda dari pola yang diamati di negara-negara maju Barat, di mana keterlibatan politik cenderung terkonsentrasi di antara kelompok-kelompok yang paling diuntungkan (Milbrath, 1971 ; Almond dan Verba, 1989 ; Lijphart, 1997 ). Pemungutan suara wajib, umum di seluruh wilayah, mengurangi dampak ketidaksetaraan sosial pada partisipasi pemilih (Verba dan Nie, 1972 ; Dietz, 1999 ). Di luar pemungutan suara, pendidikan berkorelasi dengan tingkat partisipasi politik yang lebih tinggi, tetapi pendapatan dan indikator ekonomi lainnya menunjukkan sedikit atau bahkan asosiasi negatif dengan kegiatan seperti protes atau petisi (Klesner, 2007 ; Ribeiro dan Borba, 2011 ; Rivera, 2018 ; Carreras dan Bowler, 2019 ). Beberapa penelitian juga menyoroti keterlibatan politik yang lebih tinggi di masyarakat pedesaan, yang sering dikaitkan dengan ikatan sosial yang kuat, meskipun daerah ini termasuk yang termiskin di kawasan itu (Carreras dan Bowler, 2019 ).

Menariknya, ilmuwan politik yang mempelajari Amerika Latin sebagian besar mengabaikan pola-pola kelas atau partisipasi sosial ekonomi ini. Apa yang tampak bertentangan dengan model-model partisipasi sosial ekonomi yang berlaku – yaitu, tidak pentingnya pendapatan sebagai prediktor partisipasi – sering kali hanya diakui secara singkat dalam analisis, terkadang mendorong hipotesis spekulatif (Klesner, 2007 ; Rivera, 2018 ) atau muncul sebagai bagian dari deskripsi ringkas variabel kontrol sosiodemografi standar (Carreras dan Bowler, 2019 ). Meskipun fenomena ini memerlukan penyelidikan lebih lanjut di luar cakupan penelitian ini, literatur menunjukkan beberapa faktor historis di Amerika Latin yang menjelaskan keunikannya.

Aspek penting dari politik Amerika Latin adalah sejarah panjang mobilisasi dan partisipasi politik di antara strata sosial yang lebih rendah, yang bertujuan untuk mengamankan hak-hak politik dan memperoleh barang-barang publik (Degregori, Blondet dan Lynch, 1986 ; Dietz, 1999 ). Namun, para sarjana cenderung melangkah hati-hati ketika menafsirkan tindakan-tindakan ini sebagai ekspresi agensi politik untuk populasi yang secara historis dikecualikan. Pertama, kegiatan-kegiatan politik ini rentan terhadap pengaruh hubungan klientelistik dan paternalistik, fitur-fitur yang terus-menerus dari partisipasi politik di wilayah tersebut (Collier, 1978 ; Martz, 1997 ; Auyero, 2000 ). Khususnya dalam kasus Peru, prevalensi hubungan otoriter ini, dikombinasikan dengan krisis representasi yang mendalam dan lembaga-lembaga politik yang lemah, menghambat pembentukan kewarganegaraan yang aktif dan waspada (Cameron, Hershberg dan Sharpe, 2012 ). Kedua, kemunculan dan kemunduran banyak bentuk partisipasi politik ini – mendahului pembentukan pemerintahan demokratis – telah sangat dipengaruhi oleh perubahan dalam mata pencaharian kelompok yang terlibat, mencegah konsolidasi mereka sebagai aktor politik (Goldrich, Pratt dan Schuller, 1967 ; Portes, 1972 ). Seperti yang telah ditunjukkan Dietz ( 1999 : 5–6) dalam konteks permukiman perkotaan miskin di Peru, partisipasi politik adalah ‘bersifat instrumental, terlepas dari jenis rezim yang berkuasa, karena partisipasi mereka ditujukan untuk memengaruhi distribusi sumber daya material yang berharga, umumnya barang kolektif’. Dengan demikian, mempertimbangkan perbedaan motivasi yang timbul dari kesenjangan kelas mencegah analisis politik dari menghubungkan prinsip-prinsip kewarganegaraan dan demokrasi – yang biasanya dikaitkan dengan partisipasi di negara-negara maju Barat – dengan praktik-praktik yang mungkin tidak mencerminkannya.

Sementara kekecewaan terhadap politik dan erosi ‘identitas politik’ tersebar luas di antara penduduk Peru (Tanaka dan Melendez, 2014 ; Chaparro, 2018 ), studi terbaru juga menunjukkan bahwa sentimen ini dapat diterjemahkan ke dalam berbagai bentuk partisipasi, seperti gelombang protes terhadap pemerintah dalam segmen kelas menengah tertentu (Winter, 2019 ). Namun, ini kontras dengan kurangnya keterlibatan yang terus-menerus di antara sektor-sektor populasi yang paling miskin, dibuktikan dengan tantangan yang sedang dihadapi oleh masyarakat pedesaan dalam membangun saluran representasi politik (Melendez, 2007 ; Paredes, 2008 ). Dibandingkan dengan kelompok yang lebih istimewa, partisipasi politik dalam komunitas-komunitas ini tampaknya didorong terutama oleh tuntutan material – misalnya, protes terhadap dampak buruk pertambangan di daerah pedesaan (Saenz, 2019 ).

Pertanyaan tambahan adalah bagaimana berbagai jenis partisipasi politik dipengaruhi oleh ketidaksetaraan kelas. Sementara literatur dalam ‘demokrasi maju’ menemukan pola serupa dari asosiasi positif antara pendapatan dan berbagai bentuk aktivitas politik (Gallego, 2015 ), di Amerika Latin literatur menunjukkan hubungan yang beragam (Carreras dan Bowler, 2019 ). Nuansa ini menunjukkan bahwa, dalam kasus Peru dan di sebagian besar negara di kawasan tersebut, penelitian harus berhati-hati dalam menerapkan model arus utama perilaku politik yang gagal membedakan antara tindakan sipil dari yang istimewa dan ‘politik orang miskin’ (Auyero, 2000 ). Meskipun sedikit penelitian yang mengungkap masalah ini, tampaknya bentuk partisipasi yang kurang terikat pada praktik klientelistik, lebih individual daripada berorientasi pada komunitas, dan berfokus pada musyawarah yang memungkinkan individu untuk mengekspresikan pendapat mereka cenderung menarik mereka yang berada dalam posisi sosial istimewa. Sebagaimana akan dibahas pada bagian berikutnya, bentuk-bentuk aktivitas politik ini cenderung memungkinkan individu dalam posisi lebih istimewa untuk menegaskan pandangan mereka melalui rasa otoritas berbasis kelas, berbeda dengan keengganan individu kurang istimewa untuk terlibat dengan isu-isu yang mereka rasa tidak mampu untuk atasi.

Makna Politik Golput
Dalam beberapa dekade terakhir, telah terjadi kebangkitan minat dalam menerapkan perspektif Bourdieusian untuk memahami bagaimana kelas dan bentuk-bentuk ketidaksetaraan lainnya memengaruhi orientasi politik (Atkinson, 2017 ; Flemmen dan Haakestad, 2017 ). Menurut Bourdieu, hubungan individu dengan politik mencerminkan interaksi mereka dengan bidang produksi budaya lainnya, di mana legitimasi diperebutkan di antara produsen, seperti dalam seni dan sains. Meskipun penekanan ditempatkan pada pencapaian historis demokrasi Barat dalam membina ruang publik, Bourdieu ( 2010 ) berpendapat bahwa arena ini telah lama ditandai oleh bentuk-bentuk pengecualian yang halus namun abadi. Rasa berhak yang dirasakan kelompok tertentu untuk berpartisipasi dalam kegiatan yang dianggap sah, seperti keterlibatan politik, menggarisbawahi pentingnya argumen ini.

Bagi Bourdieu ( 2010 ), perasaan ‘cukup’ atau ‘berhak’ dan ‘tidak peduli’ terhadap politik harus dilihat sebagai refleksi dari kondisi yang memungkinkan penggunaan kekuasaan. Dengan demikian, pengucilan diri dari wacana politik sering kali menandakan lebih dari sekadar ketidakpedulian, tetapi persepsi, yang dianut oleh berbagai sektor yang kurang beruntung, bahwa masalah politik hanya diperuntukkan bagi sektor-sektor masyarakat yang berkuasa yang mampu melakukan perubahan nyata (Laurison, 2015 : 928).

Bentuk ketimpangan politik yang terinternalisasi ini menjadi jelas ketika menganalisis respons ‘tidak tahu’ (DK) dalam penelitian survei. Bourdieu ( 2010 ) menyoroti bahwa respons yang sering diabaikan ini berkurang secara signifikan saat seseorang bergerak menuju agen yang paling ‘sah’ – mereka yang merasa lebih berdaya untuk mengungkapkan pendapat, terutama pada subjek yang diakui sah (Bourdieu, 2010 : 401). Analisisnya mengungkapkan bahwa kemungkinan menanggapi ‘DK’ untuk masalah politik lebih tinggi di kalangan perempuan, penduduk kota kecil, dan mereka yang berada di eselon bawah struktur kelas. Berbeda dengan literatur arus utama tentang partisipasi politik, Bourdieu ( 2010 ) berpendapat bahwa kemauan untuk terlibat dalam politik bukanlah kecenderungan universal; sebaliknya, disposisi untuk berpartisipasi adalah manifestasi dari hak istimewa yang melanggengkan pengucilan dalam lembaga demokrasi liberal.

Kajian terkini telah memperluas konsep Bourdieu tentang disengagement politik untuk memeriksa apakah ketimpangan politik serupa terjadi dalam konteks nasional lain, seperti AS, Swedia, dan Norwegia (Bergstrøm, 2012 ; Laurison, 2012 , 2015 ). Dengan berfokus pada respons DK dan menggunakan berbagai metode penyelidikan, analisis ini menghasilkan temuan yang konsisten dengan pengamatan Bourdieu di Prancis lebih dari empat dekade lalu: distribusi respons DK menunjukkan bias kelas, bahkan setelah mengendalikan faktor-faktor yang terkait dengan non-respons dalam latihan survei.

Sebuah studi yang khususnya perlu diperhatikan adalah investigasi kuantitatif Laurison ( 2015 ) terhadap disparitas politik berbasis kelas di Amerika Serikat. Mencakup tiga dekade data survei (dari tahun 1970-an hingga 2000-an), analisisnya mengungkap bahwa kelas, sebagaimana diukur berdasarkan pendapatan, secara konsisten telah memprediksi tingkat respons DK terhadap pertanyaan politik selama lebih dari 30 tahun. Penelitian ini memiliki signifikansi khusus karena mengilustrasikan bahwa bias kelas dalam tingkat respons DK tidak dapat dijelaskan oleh faktor-faktor yang umum dikutip dalam literatur, yaitu kemahiran teknis dan kepatuhan terhadap protokol wawancara (Krosnick et al., 2002 ). Yang pertama mengacu pada dampak ‘kemampuan kognitif’ pada kemauan responden untuk menanggapi pertanyaan survei (Converse, 1976 ; Berinsky, 2004 ; Jesse, 2015 ). Berinsky ( 2004 : 25) berpendapat bahwa individu mungkin abstain dari menjawab karena ‘biaya kognitif’, yang seringkali bergantung pada pengetahuan politik yang dibutuhkan untuk membentuk respon yang koheren.

Mengenai kepatuhan wawancara, literatur yang ada menunjukkan bahwa respons DK secara signifikan dipengaruhi oleh tingkat keterlibatan individu dengan proses wawancara dan isinya. Respons-respons ini dapat mencerminkan kelelahan dengan wawancara atau keengganan untuk mengungkapkan pendapat tentang isu-isu yang kontroversial (Krosnick et al., 2002 ; Berinsky, 2004 ). Dalam kasus pertama, responden dapat memilih opsi DK untuk meminimalkan upaya kognitif (Roberts et al., 2019 ), sedangkan dalam kasus kedua, ini dapat berfungsi sebagai strategi untuk menampilkan citra diri yang lebih baik, sebuah fenomena yang umumnya disebut sebagai bias respons keinginan sosial (Van de Mortel, 2008 ).

Analisis Laurison ( 2015 ) mengungkap korelasi signifikan antara pendapatan dan respons ‘tidak tahu’ (DK), yang menunjukkan bahwa pengaruh pendapatan pada tingkat DK tidak dapat dijelaskan oleh teori yang ada tentang non-respons survei atau bentuk ketimpangan sosial lainnya. Ini menggarisbawahi hubungan yang kuat antara kelas sosial dan disengagement politik. Bertentangan dengan gagasan bahwa abstain politik didorong oleh faktor-faktor seperti kelangkaan sumber daya atau kemampuan kognitif, temuan Laurison mendorong pertimbangan ulang tentang pengaruh subjektif kelas sosial . Secara khusus, mereka menyoroti bagaimana rasa berhak yang terkait dengan kelas sosial memengaruhi disengagement politik. Dengan demikian, studi Laurison menawarkan dukungan empiris untuk pernyataan Bourdieu mengenai prevalensi abstain politik berbasis kelas, yang menantang penjelasan umum yang ditemukan dalam literatur ilmu politik.

Menganalisis Respon DK
Penelitian ini menggunakan kerangka teori Bourdieu untuk menganalisis cara ketimpangan kelas membentuk abstain politik di Peru. Untuk tujuan ini, penelitian ini mengikuti prosedur Laurison ( 2015 ) dalam studinya tentang respons DK, mengadaptasinya ke dalam konteks Peru dengan menggunakan literatur tentang partisipasi politik Amerika Latin.

Studi ini memilih untuk menggunakan pendapatan sebagai ukuran kelas karena dua alasan utama. Pertama, hal ini memudahkan perbandingan dengan temuan Laurison, karena studinya juga menggunakan ukuran ini. Kedua, penelitian terbaru tentang konteks Peru menunjukkan bahwa pendapatan adalah salah satu indikator yang paling dapat diandalkan dari aspek hierarkis analisis kelas Bourdieusian, yang dikenal sebagai ‘akumulasi modal’: gabungan aset ekonomi dan budaya yang dimiliki oleh kelas sosial yang berbeda (Rentería dan Zárate, 2022 ). Karena analisis ini hanya berfokus pada dimensi vertikal analisis kelas Bourdieusian dan tidak menyelidiki perbedaan horizontal antara segmen kelas dengan berbagai tingkat modal ekonomi dan budaya (disebut sebagai ‘komposisi modal’), pendapatan berfungsi sebagai proksi yang cocok untuk kesenjangan kelas hierarkis.

Untuk menganalisis hubungan antara kelas sosial – diukur berdasarkan pendapatan – dan DK politik, proyek ini menguji hipotesis berikut:

Hipotesis 1. Pendapatan berkorelasi terbalik dengan tingkat DK politik, dengan mengendalikan kompetensi teknis, sikap responden terhadap survei, dan demografi sosial.

Untuk menguji apakah hubungan antara pendapatan dan respons DK dimediasi oleh rasa berhak untuk mengekspresikan opini politik di luar konteks survei, proyek ini melakukan pemeriksaan eksploratif terhadap berbagai jenis aktivitas politik. Sementara Laurison ( 2015 ) menemukan bukti bahwa kelas memprediksi rasa berhak, yang juga berkorelasi dengan bentuk-bentuk partisipasi politik lainnya, literatur tentang keterlibatan politik di Amerika Latin dan Peru menunjukkan bahwa hubungan antara kelas dan politik jarang bersifat langsung (Carreras dan Bowler, 2019 ).

Tidak ada analisis sistematis di Peru tentang bagaimana kelas membentuk keterlibatan politik. Mengingat kesenjangan ini, kami tidak berasumsi bentuk-bentuk partisipasi mana yang terkait dengan kelas tetapi sebaliknya menetapkan hubungan ini secara empiris. Kami mengidentifikasi bentuk-bentuk aktivitas politik yang terkait dengan kelas dan menilai apakah mereka juga diprediksi oleh rasa berhak, diukur melalui respons DK politik. Untuk menangkap hubungan antara hak dan keterasingan politik, analisis tersebut mencakup bentuk partisipasi nyata dan laten (Ekman dan Amnå, 2012 ). Sementara partisipasi nyata mencakup pemungutan suara, protes, dan keanggotaan organisasi, bentuk laten melibatkan mengikuti berita politik dan mendiskusikan politik. Kami berharap bahwa respons DK, sebagai proksi untuk hak, akan memprediksi keterlibatan politik – tetapi hanya dalam kegiatan-kegiatan yang berkorelasi positif dengan pendapatan.

Hipotesis 2. Tingkat DK politik berkorelasi terbalik dengan bentuk keterlibatan politik yang berkorelasi positif dengan pendapatan, dengan mengendalikan variabel standar.

Metodologi
Data
Untuk membandingkan tingkat DK pada berbagai pertanyaan politik, makalah ini menggunakan data dari survei AmericasBarometer. Ini adalah proyek penelitian lintas negara berkala yang dikelola oleh Proyek Opini Publik Amerika Latin yang mengumpulkan informasi tentang sikap dan opini pada berbagai isu, terutama seputar politik dan demokrasi. Pengumpulan data dilakukan dua tahunan dan mencakup lebih dari 20 negara di Amerika. Makalah ini berfokus pada sampel perwakilan nasional yang terstratifikasi dari Peru, yang telah dimasukkan dalam proyek AmericasBarometer sejak 1996.

Karena respons DK cenderung jarang (Laurison, 2015 ), analisis mencakup lebih dari satu tahun untuk memiliki lebih banyak data untuk prosedur statistik. Analisis pada jumlah DK mencakup empat gelombang: 2012, 2014, 2016/2017, dan 2018/2019, dengan total 6168 responden (LAPOP Lab, 2019 ). Gelombang sebelumnya dikecualikan dari studi karena kumpulan data tidak membedakan antara DK, non-respons, dan informasi yang hilang. Ketika memeriksa hubungan antara tingkat DK politik dan berbagai jenis partisipasi politik, analisis difokuskan pada gelombang 2012 karena jumlah indeksnya yang luar biasa pada keterlibatan politik. Semua analisis dilakukan dengan menggunakan perangkat lunak statistik Stata 15.1.

Variabel Terikat
Bahasa Indonesia: Mengikuti kriteria Laurison ( 2015 ), variabel respons DK politik hanya mencakup pertanyaan yang secara eksplisit menanyakan tentang kebijakan pemerintah atau politik elektoral. Untuk variabel DK non-politik, pertanyaan yang dipilih adalah pertanyaan yang menanyakan pendapat responden tentang berbagai isu yang tidak terkait – atau tidak terkait langsung – dengan politik. Seperti yang ditunjukkan dalam Lampiran 2 , ini meninggalkan 26 pertanyaan politik dan 7 pertanyaan non-politik, yang digunakan untuk menyusun dua variabel: jumlah DK politik dan jumlah DK non-politik. Kedua variabel jumlah digunakan untuk membuat dua variabel tambahan: tingkat DK politik dan tingkat DK non-politik. Ini dibuat dengan membagi jumlah setiap jenis respons DK dengan jumlah total pertanyaan yang diajukan kepada setiap responden. Akhirnya, dua variabel biner disusun: satu DK politik dan satu DK non-politik. Kedua variabel mengukur apakah responden memiliki setidaknya satu respons DK politik atau non-politik terhadap pertanyaan yang dipilih untuk setiap jenis pertanyaan.

Untuk memeriksa keterlibatan politik, analisis ini menggabungkan 13 variabel yang mewakili bentuk eksplisit dan implisit dari partisipasi politik (Ekman dan Amnå, 2012 ). Semua prosedur untuk analisis PCA disertakan dalam Lampiran 3. Analisis komponen utama (PCA) dilakukan untuk mengeksplorasi berbagai bentuk partisipasi yang timbul dari aktivitas terkait. PCA adalah teknik statistik yang meringkas informasi dari serangkaian variabel ke dalam dimensi yang lebih kecil yang dikenal sebagai komponen utama (PC). Metode ini menghasilkan variabel atau PC baru – dalam hal ini, jenis keterlibatan politik – dengan mengurangi dimensionalitas data sambil meminimalkan kehilangan informasi (Jollife dan Cadima, 2016 ). Karena semua variabel keterlibatan politik bersifat binomial atau ordinal – dan sebagian besar aplikasi PCA menggunakan korelasi Pearson dengan data numerik – analisis ini menggunakan matriks korelasi polikorik menggunakan perintah Stata milik Kolenikov dan Angeles ( 2004 ).

Setelah pemeriksaan matriks korelasi ini, 10 variabel dipilih untuk PCA karena kovariansinya, mengabaikan konsumsi media, berbagi konten politik melalui media sosial, dan pemungutan suara dalam pemilihan umum terakhir karena kurangnya korelasinya dengan variabel lain. Rotasi ortogonal matriks pemuatan PCA dilakukan untuk meningkatkan interpretabilitas. Kriteria Kaiser, yang menyarankan retensi komponen utama dengan nilai eigen melebihi 1, memandu proses ini. Akibatnya, tiga PC pertama dipertahankan dan dinormalisasi untuk memasukkannya sebagai variabel dependen untuk model, masing-masing mewakili jenis keterlibatan politik: partisipasi dalam organisasi lokal, permintaan bantuan, dan protes. Setiap komponen PCA dinormalisasi pada skala 0 hingga 1 dan dimasukkan dalam model partisipasi. Tiga aktivitas yang dikecualikan dari PCA dikodekan sebagai biner dan dikenakan analisis terpisah. Informasi terperinci tentang prosedur statistik ini dan variabel yang termasuk dalam analisis dapat ditemukan di Lampiran 1 dan 2.

Variabel Independen
Dalam kumpulan data AmericasBarometer, variabel asli pendapatan pribadi dan rumah tangga memiliki 16 kategori. Analisis difokuskan pada kategori terakhir karena pendapatan pribadi tidak dimasukkan dalam gelombang pengumpulan data terakhir. Namun, analisis terpisah untuk pendapatan pribadi memberikan hasil yang serupa. Karena jumlah kategori pendapatan relatif besar, variabel mentah ini diubah menjadi skala 8 poin dan dimasukkan sebagai skala berkelanjutan dalam semua model, yang merupakan prosedur yang layak menurut beberapa pakar (Norman, 2010 ).

Demikian pula, tahun pendidikan adalah variabel 18 kategori yang disertakan dalam semua model sebagai ukuran berkelanjutan. Ini adalah satu-satunya variabel kompetensi teknis yang disertakan dalam analisis. Untuk mengendalikan kepatuhan wawancara, analisis mencakup dua variabel: setidaknya satu DK non-politik dan penolakan untuk melaporkan pendapatan . Untuk variabel pertama, diharapkan bahwa responden yang tidak berkomitmen pada latihan wawancara akan mengatakan DK untuk pertanyaan politik atau non-politik. Untuk yang terakhir, sementara menolak untuk melaporkan pendapatan mungkin merupakan ekspresi privasi mengenai uang, itu juga dapat diartikan sebagai indikator keengganan responden untuk menanggapi dan, oleh karena itu, sikapnya terhadap latihan survei (Laurison, 2015 : 934). Untuk memasukkan penolakan untuk melaporkan pendapatan dalam model, nilai-nilai yang hilang untuk pendapatan rumah tangga diimputasikan dan dimasukkan dalam variabel asli. Seperti yang ditunjukkan dalam Lampiran 4 , model dengan variabel pendapatan rumah tangga mentah yang tidak diimputasikan memberikan hasil yang sama.

Model keterlibatan politik mencakup serangkaian variabel kontrol yang menurut penelitian sebelumnya terkait dengan partisipasi di Amerika Latin: efikasi internal (seberapa baik Anda memahami urusan politik?) (Rivera, 2018 ), minat dalam politik (Seligson, 2002 ; Carreras dan Bowler, 2019 ), viktimisasi selama tahun lalu (Alvarez, Levin dan Núñez, 2017 ; Bateson, 2012 ), dan modal sosial (Klesner, 2007 ; Carreras dan Bowler, 2019 ). Variabel terakhir ini dibangun mengikuti pemilihan 4 variabel oleh Carreras dan Bowler ( 2019 ): membantu di lingkungan sekitar, menghadiri pertemuan di masyarakat, menghadiri pertemuan asosiasi profesional , dan menghadiri pertemuan asosiasi orang tua . Variabel-variabel ini diberi kode biner dan ditambahkan ke variabel modal sosial 4 kategori yang berkisar dari tidak ada aktivitas (0) hingga 3 atau 4 (3). Kepercayaan interpersonal dikecualikan dari analisis karena secara konsisten tidak terkait dengan variabel hasil keterlibatan politik. Terakhir, model ini menyertakan dua variabel kontrol dari model penghitungan DK: setidaknya satu DK non-politik dan penolakan untuk melaporkan pendapatan .

Semua model menyertakan jenis kelamin, usia, etnis , dan ukuran komunitas sebagai variabel kontrol. Etnisitas adalah ukuran identifikasi diri yang mencakup kelompok etnis terbesar di Peru: ras campuran ( mestizo ), pribumi, kulit putih, dan kulit hitam (Baldárrogo, 2017 ). Ukuran komunitas disertakan karena banyaknya bukti tentang bagaimana hal itu berhubungan dengan berbagai bentuk kerugian sosial bagi rumah tangga pedesaan (Remy, 2015 ; Grompone, Reátegui, dan Rentería, 2018 ) dan hubungan positifnya dengan jenis partisipasi politik (Carreras dan Bowler, 2019 ).

Model
Semua model di bawah ini diberi bobot sesuai dengan bobot yang disarankan survei untuk setiap tahun yang disertakan dalam analisis. Kecuali untuk pendapatan, pengamatan dengan nilai yang hilang untuk salah satu variabel yang disertakan dalam model dihilangkan dari analisis. Model hitungan DK berisi efek tetap untuk tahun survei guna memperhitungkan variasi antar gelombang.

Jumlah DK politik dimodelkan menggunakan regresi binomial negatif. Karena kepadatan angka nol yang tinggi (respons yang valid) dalam variabel hasil, model yang digelembungkan dengan angka nol dianggap sebagai alternatif. Makalah ini berkonsentrasi pada model regresi binomial negatif mengingat alternatif yang digelembungkan dengan angka nol memberikan hasil yang serupa. Karena variasi tahunan dalam jumlah pertanyaan yang dipilih dalam analisis, model ini menyertakan jumlah pertanyaan politik yang diajukan kepada setiap responden sebagai paparan dalam model regresi binomial negatif. Untuk memverifikasi hasil menggunakan teknik alternatif, respons DK politik dimodelkan menggunakan persamaan alternatif: regresi binomial negatif yang digelembungkan dengan angka nol untuk jumlah DK politik, regresi logistik untuk setidaknya satu DK politik, dan regresi logistik fraksional untuk tingkat DK politik. Hasilnya terbukti kuat di antara spesifikasi yang berbeda ini – model alternatif disertakan dalam Lampiran 4. Variabel keterlibatan politik dimodelkan menggunakan persamaan regresi logistik: regresi logistik fraksional untuk dimensi partisipasi dan regresi logistik binomial untuk tiga variabel keterlibatan politik yang terpisah.

Pentingnya Respons DK Politik
Respons ‘tidak tahu’ dapat dijelaskan oleh sikap terhadap latihan survei daripada abstain politik. Seperti yang ditunjukkan, literatur khusus tentang latihan kuesioner menyoroti pentingnya kepatuhan orang yang diwawancarai sebagai prediktor respons DK (Krosnick et al., 2002 ; Berinsky, 2004 ). Jika demikian halnya, orang yang diwawancarai mungkin diharapkan untuk menanggapi dengan apatis terhadap pertanyaan apa pun terlepas dari isinya. Namun, hasilnya menunjukkan bahwa dalam kasus opini politik, efek kepatuhan wawancara dibentuk oleh perbedaan pendapatan dan pendidikan. Gambar 1 dan 2 menunjukkan bahwa, rata-rata, pertanyaan politik memiliki lebih banyak respons DK daripada pertanyaan non-politik. Kesenjangan ini tersebar luas di antara persentil pendapatan rendah dan tingkat pendidikan dan menjadi lebih sempit ketika bergerak ke tingkat atas. Pola-pola ini menunjukkan bahwa strata bawah mempersepsikan pertanyaan politik secara berbeda daripada yang mereka lakukan terhadap sisa kuesioner.

 

Meskipun demikian, mungkin saja pola yang diungkapkan oleh kedua gambar tersebut dapat dikaitkan dengan perbedaan terkait dalam kompetensi teknis (Berinsky, 2004 ). Karena mereka yang berpenghasilan lebih tinggi cenderung lebih terdidik, pengaruh pendapatan dan pendidikan dapat bertindak sebagai proksi untuk kemampuan kognitif orang yang diwawancarai. Bagian selanjutnya mengeksplorasi kemungkinan ini dengan menguji hipotesis pertama dari proyek ini.

Prediktor Respons DK Politik
Tabel 1 menyajikan hasil model regresi binomial negatif untuk jumlah DK, yang digunakan untuk menguji hipotesis pertama. Hasil tersebut mengonfirmasi hipotesis, yang menunjukkan bahwa, bahkan setelah memperhitungkan kepatuhan wawancara, kompetensi teknis (pendidikan), dan karakteristik demografi, kenaikan pendapatan menghasilkan pengurangan yang sederhana namun signifikan secara statistik sebesar 8 persen dalam jumlah jumlah DK politik yang diharapkan.

Tabel 1. Regresi Binomial Negatif dari Jumlah DK Politik

Catatan: * p  < 0,05, ** p  < 0,01, *** p  < 0,001, galat standar yang kuat. Bobot digunakan untuk memperhitungkan desain pengambilan sampel. Tahun dimasukkan sebagai efek tetap, dan jumlah pertanyaan politik yang diajukan dimasukkan sebagai paparan. Variabel dependen adalah jumlah DK. Kelompok referensi untuk boneka etnis adalah ras campuran; kelompok referensi untuk daerah tempat tinggal adalah Lima. Kolom IRR memberikan rasio tingkat kejadian untuk setiap variabel yang signifikan secara statistik dalam model.
Sumber: AmericasBarometer 2012, 2014, 2016/2017, 2018/2019.

Variabel kontrol menunjukkan hubungan yang kuat dengan jumlah DK politik. Menanggapi dengan DK setidaknya sekali untuk pertanyaan nonpolitik dan menolak melaporkan pendapatan secara signifikan meningkatkan jumlah DK politik yang diharapkan. Sebaliknya, setiap tahun pendidikan tambahan mengurangi jumlah DK politik yang diharapkan sebesar 10 persen, dengan asumsi semua variabel lainnya tetap konstan.

Pendapatan tidak memengaruhi respons DK politik secara merata di seluruh populasi. Gambar 3 menunjukkan bahwa bagi individu dengan tahun pendidikan lebih banyak, efek rata-rata pendapatan pada jumlah DK politik yang diprediksi menjadi relatif netral. Temuan ini menunjukkan bahwa pendapatan – dan ketimpangan kelas – memiliki dampak yang lebih kuat pada abstain politik di antara mereka yang kurang beruntung.

Hasil-hasil ini juga memberikan informasi tambahan tentang bagaimana ketidaksetaraan lainnya membentuk posisi politik. Sementara usia tampaknya tidak memengaruhi jumlah DK politik, jenis kelamin, etnis, dan ukuran komunitas merupakan prediktor yang kuat. Gambar 4 menunjukkan bahwa sementara efek marjinal rata-rata pendapatan pada jumlah DK politik berkurang ketika pindah ke kategori tertinggi, perempuan memiliki tingkat abstain yang lebih tinggi di semua persentil. Demikian pula, Tabel 1 menunjukkan bahwa mengidentifikasi diri sebagai pribumi meningkatkan jumlah yang diharapkan dari jumlah DK politik sebesar 50 persen dibandingkan dengan mereka yang mengidentifikasi diri sebagai ras campuran. Mengenai ukuran komunitas, abstain lebih jelas ketika berpindah dari kota-kota terbesar ke komunitas pedesaan: dibandingkan dengan tinggal di Lima (ibu kota dan kota terbesar di Peru), menjadi penduduk daerah pedesaan meningkatkan jumlah yang diharapkan dari DK politik sebesar 59 persen ketika menjaga variabel lain tetap konstan.

Tanggapan DK dan Keterlibatan Politik
Bahasa Indonesia: Setelah menunjukkan bahwa pendapatan merupakan prediktor jumlah DK politik, bagian ini menganalisis bagaimana hubungan ini terwujud dalam berbagai bentuk keterlibatan politik. Menurut Laurison ( 2015 ), menguji apakah tingkat DK politik memprediksi pemungutan suara menunjukkan bahwa tingkat DK menangkap rasa berhak untuk berpartisipasi dalam politik dan tidak hanya kemauan untuk mengungkapkan pendapat dalam survei. Namun – seperti yang dibahas dalam tinjauan pustaka – peningkatan pemungutan suara dan jenis partisipasi politik lainnya di Amerika Latin, dan khususnya Peru, tidak terkait langsung dengan eselon masyarakat yang relatif istimewa seperti di AS dan Eropa. Karena alasan ini, analisis berikut mengeksplorasi bagaimana berbagai jenis keterlibatan politik berhubungan dengan variabel yang diminati, yaitu DK politik dan pendapatan, untuk menguji Hipotesis 2 .

Hasil PCA pada berbagai jenis partisipasi politik memberikan tiga bentuk keterlibatan politik, yang dinormalisasi dan dimodelkan melalui persamaan logit fraksional. Tiga kolom pertama dalam Tabel 2 menunjukkan hasil dari model-model ini. Untuk memulainya, ada variasi penting dalam cara faktor-faktor yang terkait dengan partisipasi dalam literatur memengaruhi masing-masing jenis keterlibatan politik ini. Protes adalah satu-satunya jenis partisipasi yang diprediksi secara positif oleh pendidikan dan kemanjuran internal. Kepentingan politik adalah prediktor kuat partisipasi dalam organisasi lokal dan protes, sementara menjadi korban kejahatan dalam 12 bulan terakhir dikaitkan secara positif dengan permintaan bantuan dan protes. Selain itu, ketiga jenis partisipasi ini dikaitkan dengan komunitas kecil dan daerah pedesaan – ini terutama terjadi pada partisipasi dalam organisasi lokal – dan peningkatan modal sosial, yang dapat dikaitkan dengan prevalensi ikatan yang lebih kuat di komunitas yang lebih kecil (Carreras dan Bowler, 2019 ).

Tabel 2. Model Keterlibatan Politik (Rasio Peluang)

Catatan: * p  < 0,05, ** p  < 0,01, *** p  < 0,001, galat standar yang kuat. Bobot digunakan untuk memperhitungkan desain pengambilan sampel. Variabel dependen dari model logit fraksional adalah komponen standar yang dihasilkan dari analisis komponen utama (lihat Lampiran 2 ). Kelompok referensi untuk boneka etnis adalah ras campuran; kelompok referensi untuk ukuran komunitas adalah Lima.
Sumber: AmericasBarometer 2012, 2014, 2016/2017, 2018/2019.

Dalam kasus pendapatan dan tingkat DK politik, hasilnya menunjukkan bahwa sebagian besar jenis kegiatan politik tidak dapat dijelaskan secara langsung oleh model partisipasi sipil yang banyak dibahas atau perspektif terkait tentang dampak ketidaksetaraan dalam keterlibatan politik (Milbrath, 1971 ; Lijphart, 1997 ). Baik partisipasi dalam organisasi lokal, permintaan bantuan, maupun protes tidak menunjukkan hubungan yang signifikan dengan pendapatan, yang selaras dengan hasil penelitian lain di wilayah Amerika Latin (Klesner, 2007 ; Ribeiro dan Borba, 2011 ; Rivera, 2018 ). Demikian pula, pemungutan suara tidak memiliki hubungan dengan pendapatan dan pendidikan, yang menunjukkan bahwa asimetri kelas dalam partisipasi dalam kasus Peru dinetralkan oleh rezim pemungutan suara wajib (Verba dan Nie, 1972 ; Dietz, 1999 ). Mengenai tingkat DK politik, variabel ini hanya berasosiasi negatif dengan partisipasi dalam organisasi politik.

Namun, pemodelan konsumsi media dan berbagi konten politik daring memberikan hasil yang kontras dengan jenis partisipasi lainnya. Bentuk-bentuk keterlibatan politik ‘laten’ ini (Ekman dan Amnå, 2012 ) berasosiasi positif dengan persentil pendapatan dan tahun pendidikan, yang menunjukkan bahwa bentuk-bentuk keterlibatan politik ini dipengaruhi oleh perbedaan kelas. Asumsi ini selanjutnya dibuktikan ketika memeriksa tingkat DK politik. Peningkatan tingkat DK politik menurunkan peluang untuk sering mengonsumsi informasi politik hingga 94 persen. Lebih jauh lagi, peningkatan tingkat DK politik menurunkan peluang untuk berbagi konten politik melalui media sosial hingga 100 persen ketika variabel lain tetap konstan. Demikian pula, sering mengonsumsi informasi politik tampaknya dipengaruhi secara signifikan oleh variabel lain yang terkait dengan status istimewa di Peru: dibandingkan dengan individu ras campuran, menjadi orang kulit putih meningkatkan peluang hingga 170 persen, dan, dibandingkan dengan Lima, tinggal di daerah pedesaan menurunkan peluang hingga 66 persen.

Hasil ini menunjukkan bahwa respons DK politik mengukur keengganan politik, yang melampaui konteks survei (Laurison, 2015 ). Lebih jauh, hasil ini mendukung Hipotesis 2 , karena tingkat DK politik secara signifikan memprediksi jenis keterlibatan politik yang dikaitkan dengan kelas – khususnya, yang berkorelasi positif dengan pendapatan. Ini termasuk sering mengikuti berita politik dan berbagi konten politik secara daring.

Diskusi dan Kesimpulan
Tanggapan DK Politik sebagai Hak
Sebagian besar pendekatan tentang bagaimana ketimpangan sosial ekonomi atau kelas memengaruhi keterlibatan politik dalam literatur ilmu politik mereduksi asimetri ini menjadi kelangkaan sumber daya dan keterbatasan kognitif (Barnes dan Kaase, 1979 ; Lijphart, 1997 ). Dibingkai menggunakan teori pilihan rasional, model-model ini berasumsi bahwa tanpa kendala ini, individu memilih untuk berpartisipasi dalam politik karena dorongan motivasi yang meluas dari tugas kewarganegaraan. Sementara temuan studi ini menguatkan pentingnya sumber daya material dan pendidikan dalam memfasilitasi keterlibatan politik, temuan tersebut juga menunjukkan keterbatasan perspektif ini dalam memahami cara-cara halus di mana kelas mereproduksi ketimpangan politik.

Dibingkai dalam analisis kelas Bourdieu dan mengacu pada temuan Laurison ( 2015 ), makalah ini telah menjelaskan bahwa kesenjangan kelas sosial dalam politik melampaui sekadar kekurangan sumber daya atau keterampilan. Sebaliknya, kesenjangan ini terwujud sebagai kecenderungan subjektif dan sering kali terselubung yang membentuk kecenderungan individu untuk terlibat dengan topik yang dianggap sah (Bourdieu, 2010 ).

Fenomena ini dicontohkan dalam korelasi yang diamati antara tingkat pendapatan dan respons ‘tidak tahu’ (DK). Bahkan setelah memperhitungkan kemahiran teknis, kepatuhan wawancara, dan demografi sosial (Hipotesis 1 ), analisis statistik mengungkapkan hubungan yang terus-menerus, yang menunjukkan bahwa distribusi respons DK mencerminkan rasa berhak untuk berpartisipasi dalam wacana politik. Mengikuti Bourdieu dan Wacquant (Bourdieu dan Wacquant, 1992 : 127), rasa berhak ini berasal dari habitus kelas, memberdayakan mereka yang berada dalam posisi istimewa untuk menavigasi subjek dan konteks yang sah dengan mudah, sambil menimbulkan perasaan keterasingan dan ketidakmampuan di antara mereka yang kurang mampu.

Lebih jauh lagi, temuan-temuan ini menyoroti bahwa bentuk inheren dari ketidaksetaraan ini meluas ke gender dan hubungan etnis, yang mengakibatkan pengucilan diri perempuan dan masyarakat adat dari menyumbangkan perspektif mereka pada masalah-masalah politik. Tren-tren ini menunjukkan bahwa menanggapi dengan DK untuk pertanyaan-pertanyaan politik mencerminkan persepsi yang tidak setara tentang legitimasi diri, akibatnya memperkuat representasi berlebihan dari suara-suara yang paling istimewa di arena politik. Mencerminkan temuan-temuan dari Prancis (Bourdieu, 2010 ) dan AS (Laurison, 2015 ), kasus Peru dibentuk oleh kesenjangan kelas subjektif yang melanggengkan ketidaksetaraan politik yang tersembunyi, ditutupi oleh fasad keterbukaan dan prinsip-prinsip kebebasan berbicara dalam demokrasi liberal.

Ketimpangan Kelas Dalam Keterlibatan Politik
Sementara analisis tanggapan DK dalam kasus Peru serupa dengan konteks lain, memahami hubungannya dengan berbagai bentuk keterlibatan politik memerlukan pertimbangan kekhususan politik Amerika Latin. Seperti yang dibahas sebelumnya, premis model sosioekonomi partisipasi politik di AS dan Eropa tidak dapat langsung diterapkan ke sebagian besar negara Amerika Latin. Khususnya, pernyataan Milbarth ( 1971 : 116) bahwa ‘tidak peduli bagaimana kelas diukur, penelitian secara konsisten menunjukkan bahwa orang-orang kelas atas lebih cenderung berpartisipasi dalam politik daripada orang-orang kelas bawah’ perlu dimodifikasi untuk memahami nuansa partisipasi di wilayah ini.

Hasil studi ini menunjukkan bahwa partisipasi politik itu sendiri tidak terkait langsung dengan kelas atau perbedaan sosial ekonomi. Seperti yang ditunjukkan dalam analisis jenis partisipasi politik yang paling umum dalam literatur – yang diperiksa sebagai komponen terpisah dalam PCA pada berbagai jenis keterlibatan – tidak satu pun dari kegiatan ini tampaknya dipengaruhi oleh posisi sosial atau sumber daya individu. Penjelasan yang mungkin untuk independensi relatif dari bentuk-bentuk partisipasi ini dari kelas dapat ditelusuri ke sejarah panjang dan terus-menerus dari partisipasi strata bawah yang berusaha untuk memastikan kebutuhan dasar (Degregori, Blondet dan Lynch, 1986 ; Dietz, 1999 ). Bagi mereka yang kurang mampu, partisipasi politik mungkin bukan praktik sipil sukarela tetapi kebutuhan instrumental untuk memastikan mata pencaharian mereka (Dietz, 1999 ). Sementara anggota eselon menengah struktur kelas mungkin merasa terpaksa untuk berunjuk rasa di jalan terhadap otoritarianisme kandidat presiden, lapisan bawah bergantung pada tindakan ini untuk mencegah perusahaan pertambangan transnasional mencemari lingkungan tempat tinggal mereka atau menjamin penyediaan air di komunitas mereka (Tanaka, Zárate dan Huber, 2011 ).

Sebaliknya, praktik seperti konsumsi media – dianggap oleh beberapa orang sebagai bentuk laten dari partisipasi politik (Ekman dan Amnå, 2012 : 287) – dan berbagi konten politik daring keduanya berasosiasi positif dengan pendapatan dan pendidikan. Berbeda dengan jenis partisipasi yang lebih konvensional, praktik ini tampak lebih lazim di kalangan lapisan atas masyarakat Peru. Penjelasan yang mungkin untuk asosiasi yang berbeda antara kelas dan jenis keterlibatan politik yang terakhir ini dapat ditemukan dalam asosiasi yang berbeda dengan tingkat DK politik. Dalam model keterlibatan (Tabel 2 ), tingkat DK politik merupakan prediktor signifikan dari partisipasi dalam organisasi lokal, konsumsi media, dan berbagi konten politik daring. Kedua kasus terakhir mendukung gagasan bahwa tingkat DK politik dapat diartikan sebagai proksi untuk rasa berhak untuk terlibat dengan aktivitas politik yang lebih lazim di antara mereka yang berpenghasilan lebih tinggi (Hipotesis 2 ). Dalam pengertian ini, kegiatan-kegiatan tersebut mungkin berbeda dari kegiatan lainnya karena perbedaan disposisi hak yang dibawanya, yang, seperti ditunjukkan, dikaitkan dengan sektor-sektor masyarakat yang lebih istimewa.

Meskipun demikian, penting untuk mempertimbangkan mengapa partisipasi dalam organisasi lokal tidak terkait secara signifikan dengan pendapatan tetapi terkait dengan tingkat DK politik. Hasil ini menunjukkan bahwa meskipun rasa berhak untuk berpartisipasi dalam politik tampaknya terkait dengan strata atas, hal itu relatif tidak bergantung pada kelas. Ini juga berarti bahwa ada faktor-faktor yang tidak dapat direduksi menjadi asimetri kelas dan yang berdampak pada seberapa berhaknya warga negara untuk terlibat dalam tindakan politik. Salah satu elemen yang mungkin memengaruhi hak adalah pengalaman berpartisipasi dalam kegiatan politik. Menurut Cameron et al. ( 2012 : 13), lembaga-lembaga baru partisipasi demokratis di Amerika Latin dapat memiliki efek pendidikan pada warga negara, mendorong mereka untuk ‘bertanggung jawab dan merenungkan lebih dari sekadar kepentingan mereka sendiri: untuk memikirkan apa yang baik bagi lingkungan, bagi kesehatan masyarakat, bagi perempuan, bagi komunitas lingkungan lokal mereka’. Dalam hal ini, berpartisipasi dalam organisasi lokal dapat membantu mengembangkan keterampilan dan pengetahuan politik yang dapat diterjemahkan menjadi rasa percaya diri dalam memberikan pendapat tentang isu-isu politik. Walaupun sifat kumpulan data penampang AmericasBarometer tidak memungkinkan studi ini untuk menguji arah hubungan antara partisipasi dalam organisasi lokal dan tingkat DK politik, para peneliti menduga bahwa yang terakhir mungkin secara signifikan memengaruhi yang pertama.

Temuan makalah ini menunjukkan bahwa di Peru, kelas sosial tidak secara umum memprediksi tingkat keterlibatan politik. Sebaliknya, kelas sosial memengaruhi praktik politik tertentu, seperti konsumsi media dan interaksi daring, yang sejalan dengan bentuk hak berbasis kelas untuk berpartisipasi dalam isu politik. Sementara individu di strata atas tampaknya merasa berdaya untuk terlibat dalam bentuk aktivitas politik tertentu ini, sebagian besar jenis partisipasi politik tetap tidak terkait dengan ketidaksetaraan kelas, karena hal tersebut terutama dianggap sebagai instrumen untuk memenuhi kebutuhan dasar.

Sebagai kesimpulan, proyek ini menemui beberapa keterbatasan yang harus dipertimbangkan ketika mengevaluasi kekuatan argumennya. Salah satu kesulitannya adalah ketidakmungkinanan melengkapi analisis dengan pemodelan alternatif respons DK dengan skema berbasis kelas pekerjaan sebagai variabel independen. Survei AmericasBarometer memasukkan pekerjaan sebagai variabel agregat yang tidak dapat direkam untuk berfungsi sebagai proksi skema kelas Bourdieusian – sebuah prosedur yang menurut penelitian terbukti sangat ampuh dalam analisis kelas statistik (Hansen, Flemmen dan Andersen, 2009 ; Atkinson, 2017 ). Pendekatan alternatif ini akan memungkinkan pelengkap analisis tentang bagaimana abstain politik terstruktur oleh perbedaan pendapatan (yang menangkap dimensi vertikal volume kapital), dengan pemeriksaan cara rasa berhak dibentuk oleh sumbu horizontal komposisi kapital – yaitu, bobot relatif individu yang mengakumulasikan kapital ekonomi dan budaya.