CIPER ACADÉMICO / ANÁLISIS ELECTORAL
Cambios y continuidades en la participación electoral del plebiscito del 25 de octubre
09.01.2021
A partir del análisis estadístico del plebiscito, la columna delinea la cancha en la que se correrán las importantes elecciones de este año. Destaca que en 2020 hubo una menor participación de electores de derecha y una mayor presencia de votantes de izquierda extra Nueva Mayoría, comparado con 2017. También muestra que donde hay más recursos y escolaridad más alta, hubo más participación. Lo más relevante: se registró una muy fuerte participación de los jóvenes, fenómeno que podría mantenerse, dado que votar es, en parte, un hábito.
Créditos foto de portada: Eric Allende / Migrar Photo
Esta columna emplea datos recolectados en el marco del proyecto Fondecyt Regular N°1200534, “Votantes racionales, recursos socioeconómicos e inercia conductual: Un abordaje multicausal a la participación electoral en Chile”. Entre los objetivos centrales del proyecto se encuentra monitorear las determinantes y consecuencias de la participación en elecciones relacionadas al proceso constitucional.
Todavía rondan muchas preguntas sobre el plebiscito del 25 de octubre que abrió el camino para una nueva constitución. Está claro que la opción del Apruebo obtuvo un triunfo arrollador (78,28%), pero ¿qué sabemos acerca de los patrones de participación electoral de los chilenos y chilenas durante ese día? ¿Hubo un mayor influjo de votantes jóvenes o votaron mayormente los de siempre? ¿Votaron más los sectores medios y populares que en otras ocasiones? ¿Participaron en diferentes grados los electores de derecha o izquierda?
Intentamos abordar estas preguntas a través de un análisis estadístico multivariado de los niveles de participación electoral comunal del 25 de octubre, así como su contraste respecto a los patrones de participación en la elección presidencial del 2017 (primera vuelta)[1]. De nuestro análisis emergen importantes continuidades y cambios.
Respecto de las continuidades, la más relevante fue la alta estabilidad temporal en los patrones comunales de participación. Es decir, en aquellas comunas donde suele haber alta votación, eso volvió a ocurrir el 25 de octubre. Y en comunas donde tradicionalmente ha habido baja votación, también esta vez se sufragó poco. Esto implica que la importancia histórica del plebiscito no fue motivo suficiente para alterar drásticamente los patrones de comportamiento electoral de las comunas.
Entre los cambios, o incluso sorpresas, destaca una menor participación de electores de derecha y una mayor presencia de votantes de izquierda extra Nueva Mayoría. También se registró un importante flujo de votantes jóvenes, que no tiene paralelo en la elección presidencial del 2017.
Los recursos socioeconómicos, como suele suceder, también dejaron su marca. Aunque quedó en la retina pública la imagen de un aumento en la participación de comunas populares de la Región Metropolitana, cuando consideramos el conjunto del país, vemos que comunas con más años de escolaridad e ingreso promedio registran un nivel marcadamente más alto de participación electoral, y esta brecha aumenta si se compara con la elección presidencial del 2017. Varias de estas tendencias, como argumentamos al final, auguran un aumento de la participación electoral en la próxima elección de abril, 2021.
A continuación, presentaremos los resultados más relevantes sugeridos por nuestras estimaciones, mientras que los resultados detallados y aspectos técnicos son abordados en el apéndice. Es importante subrayar que los modelos estadísticos que elaboramos alcanzan una elevada capacidad explicativa; logran explicar el 90% y 87% de la variación en los patrones comunales de participación en la elección presidencial del 2017 y del plebiscito de 2020, respectivamente.
RESULTADOS RELEVANTES
Nuestro análisis considera tanto variables analizadas previamente por otros investigadores, como otras variables más novedosas, pero muy relevantes. Entre las primeras se cuenta el nivel de contagios por Covid-19, la etapa sanitaria en la que se encontraba cada comuna en el momento del plebiscito, la composición etaria y socioeconómica de las comunas, entre otras más (Engel et al. 2020, Fernández et al. 2020, Fuentes 2020). Entre las segundas incorporamos variables propiamente políticas; el nivel de participación electoral comunal pasado, la votación comunal por candidatos presidenciales de derecha e izquierda en elecciones pasadas, si las comunas están ubicadas en zonas de conflicto socioambiental agudo y la cantidad de eventos de protesta pacífica ocurridos en cada comuna durante el estallido social.
Cuando se consideran los factores socio demográficos que pueden afectar la participación, hay tres variables con resultados muy importantes: la proporción de jóvenes (18-29 años) en la comuna, el ingreso comunal promedio y el nivel de escolaridad comunal promedio.
En la Figura 1 proveemos una representación intuitiva de la influencia estas variables sobre la participación electoral. La recta azul y roja representan la participación predicha según nuestros modelos de regresión para el plebiscito y la elección presidencial de 2017, respectivamente, según los valores de la variable ubicada en el eje x de cada gráfico (población de 18 a 29 años, promedio del ingreso autónomo de hogares, y promedio de escolaridad en años). Los círculos azules y rojos, por su lado, capturan los valores observados de cada variable en el eje x e y para el plebiscito y la elección presidencial de 2017, respectivamente.
Figura 1
Valores predichos de participación electoral según variables sociodemográficas y socioeconómicas
Fuente: elaboración propia en base a múltiples fuentes.
Consistente con reportes previos, los niveles de participación en el plebiscito aumentaron fuertemente en las comunas con una mayor proporción de jóvenes. Como muestra el Gráfico A de la Figura 1, mientras que en una comuna con un 15% de jóvenes se espera alrededor de un 40% de participación electoral en 2020, en una comuna con un 30% de jóvenes la participación esperada crece a un 54%.
Este resultado es muy fuerte: implica casi un punto más de participación por cada punto porcentual adicional de jóvenes en una comuna. Además, el efecto es exclusivo del plebiscito de octubre, ya que esta misma variable es indistinguible de 0 en la elección de 2017 (la recta roja es casi enteramente plana).
También es importante notar que una mayor proporción de adultos mayores no influyó sobre la participación electoral en el plebiscito, al igual que para el 2017 (ver Tabla 1). Contrario a una de las conclusiones más comunes de reportes previos, al incluir una mayor cantidad de variables que controlan por diversos posibles efectos, la presencia relativa de más o menos adultos mayores en una comuna no incidió en las tasas de participación comunal.
Las variables socioeconómicas, ingreso y escolaridad comunal promedio, también son muy relevantes para explicar la participación durante el plebiscito.
Como puede verse en el gráfico B y C de la Figura 1, ambas variables ejercen un efecto positivo (y estadísticamente significativos) sobre la participación, de modo que, a medida en que aumentan los recursos socioeconómicos de los habitantes de una comuna, también tiende a aumentar el nivel promedio de participación. La magnitud de la asociación es cuantiosa, particularmente para el caso de escolaridad. Si comparamos los niveles predichos de participación de una comuna con 6 años de escolaridad promedio y otra con 12 años, obtenemos una diferencia de 12 puntos porcentuales.
Los gráficos también sugieren que el efecto de los recursos socioeconómicos se agudizó en el plebiscito en comparación a la elección presidencial de 2017 (donde la recta roja es más plana o incluso tiene una pendiente negativa). Este es un resultado que contrasta fuertemente con los análisis previos que ponían de relieve el aumento de la participación en algunas comunas urbanas, de alta densidad y populares como La Pintana y Puente Alto (Engel et al. 2020, Fuentes 2020). Nuestro análisis no contradice este resultado más específico, pero sí pone de relieve que al considerar un conjunto más global de comunas, la llamada ‘brecha socioeconómica’ no se redujo, sino que se agudizó en la elección de octubre.
La Tabla 1 también incluye un conjunto de variables que capturan la actual crisis sanitaria. Consistente con los reportes de Fuentes (2020) y Fernández et al. (2020), la etapa en que se encontraban las comunas afectó la participación, aunque de modo bastante leve. Los votantes de comunas en etapa de transición, preparación y apertura inicial votaron, en promedio, cerca de 2 puntos porcentuales más frecuentemente que aquellos ubicados en comunas en cuarentena, aunque la diferencia alcanza significancia estadística convencional (95%) solo para comunas en transición. En la misma línea, la cantidad de habitantes per cápita con contagio activo redujeron la participación comunal en el Plebiscito, aunque el efecto no alcanza gran magnitud y es bastante incierto.
EL ROL DE LO POLÍTICO
Varias razones justifican incluir variables de carácter político en el análisis. Por una parte, los niveles previos de participación comunal capturan el hecho de que los niveles de votación en cualquier elección no ocurren en un vacío sociológico, sino que reflejan propensiones y regularidades históricas, donde los habitantes de algunas comunas sistemáticamente votan en altas proporciones (por ejemplo, La Reina o Concón), y otras en bajas proporciones (por ejemplo, Chaitén o Putre). Por otro lado, el nivel de votación por candidatos de derecha en la elección anterior permite capturar el efecto del bajo grado de competitividad electoral esperada en el Plebiscito constitucional (Riker y Ordeshook, 1968). Para el plebiscito de octubre había una clara expectativa de que el triunfo del Apruebo iba a ser contundente, pero la duda era cuán categórico sería[2]. En consecuencia, y ante la eventual certeza de que la opción del Rechazo perdería, muchos votantes de derecha habrían decidido no ir a votar. Por último, incluimos el porcentaje de votantes de candidatos de izquierda que no eran de la Nueva Mayoría en la elección presidencial anterior. Bajo el prospecto de que un nuevo orden institucional es preferido más intensamente por aquellos que promueven transformaciones sociales de mayor envergadura, esperamos que la participación electoral aumente en las comunas en que el porcentaje de votación por candidatos de izquierda extra-Nueva Mayoría fuese más alto.
El porcentaje de participación electoral en la elección anterior ejerció un efecto muy relevante; de hecho, es la variable que ejerce la mayor influencia tanto para la participación en 2017 como en 2020.
Más curioso aún, el efecto de esta variable es casi idéntica en ambas elecciones. Se puede observar esto en el Gráfico A de Figura 2 donde la recta roja y azul son paralelas. En el caso del plebiscito, la diferencia en la participación esperada entre una comuna en que un 30% de la población votó en 2017 y una en que lo hizo el 60%, es de 24 puntos porcentuales. Esto indica que los patrones de participación comunal están marcados por un elevado nivel de persistencia temporal, y que ese nivel de persistencia es estable entre elecciones.
Figura 2
Valores predichos de participación electoral según variables políticas
Fuente: elaboración propia en base a múltiples fuentes.
Consistente con nuestras expectativas sobre competitividad electoral, la votación comunal por candidatos de derecha en 2017 tuvo un efecto negativo y significativo sobre la participación en 2020. Esto contrasta marcadamente con la elección presidencial de 2013 que ejerció un efecto positivo sobre la participación electoral comunal en 2017.
Un pequeño ejercicio simulación estadística ayuda a dimensionar el cambio en la influencia de esta variable. El porcentaje de votación predicho por nuestro modelo para las 322 comunas habría subido de un 51,3% hasta un 57,5% en el escenario hipotético donde la votación comunal por candidatos de derecha no hubiese tenido un efecto negativo (lo que reflejaría una elección más competitiva). En cambio, si hubiésemos visto el mismo escenario de la elección presidencial, donde la participación de votantes de derecha aumentó la participación nacional, el porcentaje que habríamos esperado de participación nacional hubiera alcanzado el 63%.
La influencia del nivel de votación previo por candidatos de izquierda extra-Nueva Mayoría fue positiva en el plebiscito de 2020, y comparado con la elección de 2017, de mayor magnitud. Entre una comuna en que un 15% de la población votó por un candidato de izquierda extra-Nueva Mayoría en el 2017 y una en que lo hizo un 35% se produce un incremento de 8 puntos porcentuales en la participación esperada.
Finalmente, buscamos capturar si los niveles previos de movilización sociopolítica en las distintas comunas del país incidieron en los niveles de participación electoral en el plebiscito. Para esto incluimos la cantidad de eventos de protesta pacífica ocurridos en cada comuna durante el estallido social, específicamente entre el 18 de octubre y el 31 de diciembre de 2019 (obtenidos de la base de datos del Observatorio de Conflictos de COES), y si las comunas están ubicadas en zonas de conflicto socioambiental agudo (o las llamadas zonas de sacrificio)[3].
No encontramos efectos estadísticamente significativos entre estas variables, aunque los votantes de comunas ubicadas en zonas de conflicto socioambiental agudo alcanzan una tasa de participación 1.74 puntos porcentuales más alta que los ciudadanos del resto de las comunas del país.
PROSPECTO FUTURO
Bajo el supuesto de que la crisis sanitaria no se encuentre desbocada en abril, los patrones de participación electoral observados en el plebiscito auguran algunas posibles tendencias positivas. Primero, si el nivel de competitividad electoral aumenta, como es de esperar, muchos votantes de derecha deberían volver a las urnas, engrosando el nivel agregado de participación electoral.
Segundo, una importante línea de investigación electoral sugiere que votar opera como un hábito, en el sentido de que votar en una elección aumentaría la probabilidad de volver a votar en elecciones sucesivas (Aldrich et al. 2011, Gerber et al. 2003). Si esto es así, el haber logrado encauzar a una importante cantidad de jóvenes, y que por ende tienen poca o ninguna experiencia electoral previa, podría aumentar su propensión a volver a votar el próximo año, nuevamente engrosando el nivel de participación en abril.
Por último, el contundente respaldo al Apruebo (78%) y a la Convención Constitucional (79%), implica que mucha gente que votó, ‘ganó’; esto es, fueron vencedores electorales, lo que según la literatura se asocia a una mayor satisfacción con la democracia (Martini y Quaranta 2019). Este ‘golpe anímico’ también reforzaría la probabilidad de que los ciudadanos y ciudadanas vuelvan a las urnas en abril. Ahora bien, este prospecto favorable no debe distraernos de buscar revertir, o al menor aminorar, la fuerte brecha socioeconómica que hemos detectado.
Apéndice Técnico sobre Medición y Modelos Estadísticos
La Tabla 1 provee las estimaciones de los modelos de regresión lineal que predicen el porcentaje de participación comunal en la primera vuelta de la elección presidencial del 2017 (Modelo 1), y en el plebiscito del 25 de octubre (Modelo 2). Los modelos fueron estimados a partir de datos públicos recolectados en diversas fuentes públicas que se indican junto a cada variable en la Tabla 1. Para mantener la comparabilidad en los resultados ambos modelos fueron especificados con las mismas variables independientes o equivalentes.
Los resultados fueron obtenidos en base a datos de 322 comunas del país. Se excluyen 22 comunas sobre las que no hay información del ingreso de los hogares. Además, excluimos del análisis dos comunas (Huara y Sierra Gorda) con comportamiento atípico, y que ejercían una influencia desmedida sobre la estimación (Distancia de Cook>0.1), muy especialmente sobre el coeficiente del porcentaje de votantes de 65 años o más. Los demás resultados se mantienen inalterados, tanto en magnitud como en significancia.
Nota: Errores estándar robustos entre paréntesis.
AGRADECIMIENTOS
Este trabajo contó con el apoyo de la Agencia Nacional de Investigación y Desarrollo (ANID), a través de los proyectos Fondecyt Regular N° 1200534 y CONICYT/FONDAP/15130009.
NOTAS Y REFERENCIAS
Aldrich, J. H., Montgomery, J. M., y Wood, W. (2011). Turnout as a Habit. Political Behavior, 33(4), 535-563. Ver aquí.
Centro de Estudios de Conflicto y Cohesión Social (COES). (2020). Observatory of Conflicts – Cumulative Dataset, Harvard Dataverse, V4, UNF:6:ONNYDRgxoRo1k2hNVSfU3Q== [fileUNF]
Estudio Longitudinal Social de Chile (ELSOC). (2020). Radiografía del Cambio Social. Análisis de Resultados Longitudinales del Estudio Longitudinal Social de Chile. COES. Ver aquí.
Engel, E., Gómez, C., Gómez, C., Pardow, D. y Simonetti, P. (2020). Informe sobre la evolución de la epidemia de covid-19 en Chile (29 de octubre de 2020). Espacio Público. Ver aquí.
Fuentes, C. (2020). Participación electoral en el plebiscito. Lecciones para el proceso constituyente. Ver en CIPER ACADÉMICO.
Martini, S., y Quaranta, M. (2019). Political support among winners and losers: Within‐and between‐country effects of structure, process and performance in Europe. European journal of political research, 58(1), 341-361.
Riker, W. H., y Ordeshook, P. C. (1968). A Theory of the Calculus of Voting. The American Political Science Review, 62(1), 25-42.
Vidal, J. (30/10/2020). Votación por Comuna: “Zonas de Sacrificio” Registran Porcentajes más Altos por el Apruebo: #Real [Comunicado de prensa]. Ver aquí.
[1] En nuestro estudio empleamos modelos estadísticos multivariados capaces de estimar la influencia relativa de múltiples factores simultáneamente. Esto se vuelve muy relevante si se sospecha que los efectos de distintas variables puedan confundirse entre sí. Por ejemplo, muchos analistas han argumentado que los adultos mayores participaron menos (que en elecciones pasadas) por el riesgo de contagio de Covid-19, pero reportes de encuestas también indicaban que eran menos propensos a votar por el apruebo (ELSOC 2020). Por ende, la baja de la participación entre la población adulto mayor podría deberse a la percepción de riesgo o a la menor percepción de competitividad electoral, o bien, a ambas variables simultáneamente. Un modelo de regresión multivariado justamente permite lidiar con estas dificultades al estimar la influencia parcial de cada variable, mientras las demás se mantienen constantes.
[2] El sitio Tresquintos, en base a la ponderación de múltiples encuestas, pronosticó un 77% para el Apruebo.
[3] Para mantener la comparabilidad con el modelo que predice participación en la elección de 2017 incluimos el número protestas pacíficas ocurridas en cada comuna entre el 18 de octubre y el 31 de diciembre de 2016. La codificación de una comuna como zona de conflicto socioambiental agudo, la realizamos en base a Vidal (2020).
Este artículo es parte del proyecto CIPER/Académico, una iniciativa de CIPER que busca ser un puente entre la academia y el debate público, cumpliendo con uno de los objetivos fundacionales que inspiran a nuestro medio.
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