Juan Carlos Bayón - Diritto & questioni pubbliche
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D&Q, n. 9/2009<br />
d) Pero ignoremos ahora esa complicación y vayamos por tanto al<br />
análisis de la cuarta y última de las condiciones para la validez del<br />
teorema tal y como la presenta Martí: que la competencia epistémica de<br />
los votantes sea superior a 0.5 46 . Para Martí, la cuestión consiste aquí en<br />
discutir “[q]ué razón tenemos para pensar que los individuos tienen en<br />
general una mayor probabilidad de acertar que de equivocarse en la<br />
decisión” (RD, 191). La cuestión es esa porque, dado que no podemos<br />
comprobar cuál es la competencia epistémica de cada individuo 47 , todo lo<br />
que podemos hacer es preguntarnos si dispondríamos acaso de razones de<br />
peso para presuponer que los votantes tienen en general una mayor<br />
probabilidad de acertar que de equivocarse. Y su respuesta es que no<br />
tenemos ninguna razón concluyente para dar por sentada tal cosa y que<br />
por tanto, a falta de ella, la cuestión ha de quedar “abierta” (RD, 192).<br />
Lo que ocurre es que este diagnóstico puede pecar de benévolo. Tal<br />
vez no resulte desmedido afirmar que no sólo no hay razones sólidas para<br />
46 Hay, a propósito de esto, una cuestión de detalle que tal vez merezca un pequeño<br />
comentario. Es cierto, como señala Martí (RD, 191), que en la literatura generada a<br />
propósito del teorema se ha probado que para su validez no se requiere que sea superior a<br />
0.5 la competencia epistémica de cada participante, sino que basta con que en el conjunto<br />
de los votantes se supere esa probabilidad de acierto en promedio. Parece que de ese modo<br />
la condición sería menos exigente y por tanto más fácil de satisfacer en la práctica. Pero la<br />
verdad es que satisfacerla no es necesariamente mucho más fácil. De hecho, lo que<br />
mostraron GROFMAN, OWEN y FELD 1983 es que para la validez del teorema basta con que<br />
la probabilidad promedio sea superior a 0.5 siempre y cuando las probabilidades<br />
individuales estén simétricamente distribuidas en torno a la media (GROFMAN, OWEN y<br />
FELD 1983, 268). Esa es la razón por la cual puede darse la circunstancia —de otro modo<br />
inconcebible— de que al bajar la probabilidad promedio de acierto como resultado de<br />
haber aumentado el tamaño del grupo mediante la adición de nuevos miembros con<br />
competencia epistémica inferior a la probabilidad promedio previa, resulte no obstante una<br />
competencia del grupo más alta (en la medida, se entiende, en que los nuevos miembros<br />
vengan a equilibrar la exigencia de distribución simétrica; vid. GROFMAN, OWEN y FELD<br />
1983, 270). La idea es ilustrada de forma muy intuitiva en VERMEULE 2009, 29, nota 24<br />
(que muestra que en un grupo de tres votantes con competencias epistémicas de 0.26, 0.26<br />
y 1 —y por tanto con probabilidad promedio de acierto superior a 0.5— la asimetría de la<br />
distribución resulta fatal, dado que más de la mitad de las veces los dos primeros<br />
coincidirían en elegir la opción equivocada —0.74 x 0.74 = 0.54— formando así mayoría<br />
frente al tercero, que por hipótesis elige siempre la opción correcta). En suma, a pesar de la<br />
apariencia de debilitamiento significativo, el requisito de que la probabilidad promedio sea<br />
superior a 0.5 y de que además las probabilidades individuales estén simétricamente<br />
distribuidas en torno a la media sigue siendo, me parece, notablemente exigente.<br />
47 Y no podríamos hacerlo —nos dice Martí— porque como “no disponemos de un<br />
acceso independiente a la verdad”, quedaría fuera de nuestro alcance “comprobar en<br />
cuántos casos acierta o se equivoca un individuo” (RD, 191).