RESUMEN
Desde la instauración de los primeros ayuntamientos democráticos en 1979, se han celebrado diez elecciones municipales en España. En los escasos estudios dedicados a ellas, el voto ha sido habitualmente explicado recurriendo a variables de ámbito nacional según el conocido modelo de las elecciones de segundo orden. En este trabajo examinaremos la validez de estos patrones de comportamiento cuando introducimos también factores explicativos de carácter local. Para comprobarlo, hemos estimado distintos modelos multinivel utilizando una ambiciosa base de datos que contiene variables individuales y contextuales para una muestra representativa de municipios españoles entre 1991 y 2011. Los resultados son sumamente interesantes: factores individuales como la ideología de los votantes e indicadores contextuales como la tasa de desempleo a nivel municipal inciden de manera significativa en la probabilidad de votar al partido del alcalde.
Palabras clave:
ABSTRACT
Since the establishment of the first democratic local councils in 1979, ten municipal elections have taken place in Spain. In the few studies devoted to them, voting has habitually been explained by using national variables and following the well-known model of second-order elections. In this paper we examine the validity of these conclusions by also considering local factors. We have estimated several hierarchical models using an ambitious datasetwhich includes both individual and contextual variables for a representative sample of Spanish municipalities between 1991 and 2011. Our empirical results are particularly interesting, with individual factors such as voters’ ideology and contextual indicators such as the unemployment rate at the municipal level having a significant impact on the probability of voting for the incumbent mayor’s party.
Keywords:
SUMARIO
Las elecciones municipales han sido un objeto de estudio poco frecuentado en el marco
de la ciencia política. Hace algunos años, la aparición de un destacado manual sobre
las elecciones locales y regionales se justificaba por la insuficiente atención prestada
a los procesos electorales locales y a los subsiguientes gobiernos municipales (Loughlin, J., Hendrik, F. y Lidstrom, A. (eds.) (2010). The Oxford Handbook of Local and Regional Democracy in Europe. Oxford: Oxford University Press.Loughlin et al., 2010). Las elecciones locales han sido comparadas con perennes damas de honor de los análisis electorales: «mientras que los comicios locales son más numerosos
que cualquier otro tipo de elecciones, el interés académico por los factores que motivan
la participación y el comportamiento electoral palidece en comparación con la atención
otorgada a la política nacional» (Kaufmann, K. y Rodriguez, A. (2011). Political Behavior in the Context of Racial Diversity:
The Case for Studying Local Politics. PS: Political Science and Politics, 44 (1), 101-102. Disponible en:
La consideración del nivel local como un ámbito político secundario, con competencias más administrativas que políticas y unos recursos mucho más limitados que el gobierno central o las comunidades autónomas, ha relegado el interés por las elecciones locales a lugares inferiores a los de su genuina relevancia (Salazar Benítez, O. (2006). Las elecciones locales y sus efectos en el sistema de gobierno municipal. Administración e Cidadania. Revista da Escola Galega de Administración Pública, (1), 153-154.Salazar, 2006; Márquez, G. (2007). Política y gobierno local. La formación de gobierno en las entidades locales en España. Madrid: Centro de Estudios Políticos y Constitucionales.Márquez, 2007). Además, las notables dificultades empíricas que se concitan a la hora de manejar datos de más de 8.000 municipios desincentivan los esfuerzos de muchos investigadores, que prefieren concentrarse en las mucho más manejables elecciones generales o incluso en las autonómicas. La galaxia de los municipios españoles, como gráficamente los ha caracterizado Joan Botella (Botella, J. (1992). La galaxia local en el sistema político español. Revista de Estudios Políticos, (76), 145-160.1992: 145), incluye «un mosaico variadísimo de situaciones, problemas, de realidades completamente distintas en términos políticos, económicos y sociales». Los muy numerosos subsistemas políticos locales existentes han dificultado la obtención de datos a nivel agregado y todavía en mayor medida a nivel individual, y en demasiadas ocasiones han impedido directamente su posterior análisis. Resulta así explicable que los estudios empíricos existentes sobre el comportamiento electoral a nivel local sean llamativamente escasos. Se centran por regla general en datos agregados (Delgado, I. (1997). El comportamiento electoral municipal español, 1979-1995. Madrid: CIS.Delgado, 1997; Delgado, I. (2010b). Elecciones municipales en España. Dimensiones analíticas y aspectos distintivos de ocho procesos electorales (1979-2007). Política y Sociedad, 47 (3), 13-36.2010b)[2], mientras que los que utilizan datos individuales lo han hecho para unas solas elecciones y una muestra representativa nacional de los españoles (Delgado, I. (1999). Resultados electorales y orientación del voto en los comicios municipales de 1995. Revista Española de Investigaciones Sociológicas, (86), 247-273.Delgado, 1999), cuatro ciudades (Barberá, P. (2010). Voting for Parties or for Candidates? The Trade-Off between Party and Personal Representation in Spanish Regional and Local Elections. Revista Española de Investigaciones Sociológicas, (132), 35-63.Barberá, 2010) o una comunidad autónoma (Martínez Fuentes, G. y Ortega, Carmen (2010). Las elecciones municipales de 2007 en Andalucía. Un estudio del comportamiento electoral de los andaluces. Psicología Política, (41), 2-25.Martínez Fuentes y Ortega, 2010)[3].
Pese a todo ello, algunos acontecimientos obligan a prestar una mayor atención a este
tipo de elecciones. Por ejemplo, desde los años ochenta muchos países occidentales
han revitalizado los gobiernos locales mediante una ambiciosa modificación de sus
estructuras de funcionamiento, desde las territoriales hasta las fiscales (Dente, B. y Kjellberg, F. (eds.) (1988). The Dynamics of Institutional Change. Local Government Reorganization in Western Democracies. Londres: Sage Publications.Dente y Kjellberg, 1988; Baldersheim, H. y Wollmann, H. (eds.) (2006). The Comparative Study of Local Government and Politics. Overview and Synthesis. Opladen y Farmington Hills: Barbara Budrich Publishers.Baldersheim y Wollmann, 2006), si bien el calendario de la democratización española retrasó un tanto la llegada
de estos aires reformistas. Además, desde finales de los años noventa la creciente
importancia presupuestaria de las Administraciones locales ha contribuido a una cierta
«repolitización» (Brugué, Q. y Gomà, R. (1998). Gobiernos locales y políticas públicas. Barcelona: Ariel.Brugué y Gomà, 1998), y los contenidos del denominado «nuevo localismo» han ido implantándose paulatinamente
en los gobiernos municipales (Navarro, C. J. (1998). El nuevo localismo. Municipio y democracia en la sociedad global. Córdoba: Diputación de Córdoba.Navarro, 1998; MAP [Ministerio de Administraciones Públicas] (2005). Libro blanco para la reforma del gobierno local. Madrid: Secretaría General Técnica, Ministerio de Administraciones Públicas.MAP, 2005; Santamaría Pastor, J. A. (ed.) (2014). La reforma de 2013 del régimen local español. Madrid: Fundación Democracia y Gobierno Local.Santamaría Pastor, 2014). También desde entonces los cambios en los ciclos políticos parecen haberse anunciado
primero en las elecciones municipales, de forma que el partido ganador en este tipo
de comicios suele consolidar sus buenos resultados en las posteriores elecciones generales.
Tras las municipales de 2015, el triunfo de las candidaturas ajenas a las de los principales
partidos en ciudades tan relevantes como Madrid, Barcelona, Valencia o Zaragoza, entre
otras, ha subrayado el creciente papel estratégico otorgado a los ayuntamientos por
los nuevos partidos. Además, la revelación de numerosos casos de corrupción a nivel
municipal durante los últimos años, junto a la aparente ausencia de castigo electoral
(Rivero, G. y Fernández-Vázquez, P. (2011). Consecuencias Electorales de la Corrupción, 2003-2007. Madrid: Fundación Alternativas, Estudios de Progreso, 59.Rivero y Fernández-Vázquez, 2011; Riera, P., Barberá, P., Gómez, R., Mayoral, J. A. y Montero, J. R. (2013). The Electoral
Consequences of Corruption Scandals in Spain. Crime, Law and Social Change, 60 (5), 515-534. Disponible en:
Dentro de estos parámetros, este artículo pretende analizar los determinantes individuales y contextuales del voto en elecciones municipales. Nuestras preguntas de investigación son básicamente tres. Primera, ¿qué características individuales afectan en mayor medida a la orientación del voto en la arena municipal? Además, ¿existen particularidades del contexto a nivel local que inciden en el apoyo al partido del alcalde? Por último, ¿cómo interactúan el perfil sociodemográfico y las actitudes políticas de los españoles con las características contextuales de los municipios para explicar los resultados electorales a nivel local? Somos conscientes de que se trata hasta cierto punto de preguntas elementales en la investigación electoral comparada. Pero debe tenerse en cuenta que sus respuestas permanecen rigurosamente inéditas como consecuencia de la falta de estudios sistemáticos sobre las razones de voto en las elecciones locales, sustituidas por trasposiciones realizadas desde las elecciones generales o por lugares comunes basados en intuiciones sobre la supuesta naturaleza específica de los gobiernos locales. Que sepamos, las páginas que siguen son, pese a su modestia, el intento más ambicioso para conocer a la vez los determinantes individuales y los elementos de los contextos locales que intervienen en el voto a los partidos de los alcaldes en España.
El artículo está estructurado en cinco secciones. En la siguiente examinaremos el lugar ocupado por las elecciones locales dentro de las denominadas de segundo orden. En la segunda sección presentaremos nuestras hipótesis, alineadas junto a los argumentos teóricos que nos parecen más relevantes. En la tercera describiremos los datos utilizados y los modelos estimados, y en la cuarta discutiremos los resultados obtenidos en los análisis empíricos. En fin, la quinta sección recogerá las conclusiones.
Las elecciones municipales han sido normalmente consideradas como «elecciones de segundo
orden». Como es sabido, dicho enfoque asigna a las consultas europeas, junto a las
autonómicas y a las locales, una importancia secundaria. Las elecciones de primer
orden serían las legislativas a la Cámara baja nacional, caracterizadas por una mayor
participación, una oferta más restringida y una menor volatilidad. Dado que en las
de segundo orden, como sintetizaban Karlheinz Reif y Hermann Schmitt (Reif, K. y Schmitt, H. (1980). Nine Second-Order National Elections — A Conceptual
Framework for the Analysis of European Election Results. European Journal of Political Research, (8), 3-44. Disponible en:
Pero dentro de ese bloque de las elecciones de segundo orden deben diferenciarse entre sus distintos componentes —las elecciones regionales, las locales y las europeas— y entre la relación de esos componentes con las de primer orden, es decir, con las nacionales. Como ha sugerido Michael Marsh (Marsh, M. (2007). Vote Switching in the European Parliament Elections: Evidence from June 2004. En M. Marsh, S. Mikhaylov y H. Schmitt (comps.). European Elections after Eastern Enlargement. Preliminary Results from the European Election Study 2004. Mannheim: The CONNEX Report Series No 1.2007: 75), «no todas las elecciones de segundo orden son igualmente poco importantes, ni tampoco todas las de primer orden son similarmente importantes». Cabría pensar así en rasgos específicos de las elecciones municipales. El más relevante de todos ellos, y del que derivan los demás, radica en el lugar que ocupan en el ciclo electoral nacional, esto es, la distancia en meses o años que tengan con respecto a unas anteriores o posteriores elecciones legislativas (Marsh, M. (1998). Testing the Second-order Election Model after four European Elections. British Journal of Political Science, (28), 591-607.Marsh, 1998: 593). A su vez, este factor modularía la mayor o menor reacción de los votantes a los rendimientos de los gobiernos locales, a las evaluaciones políticas o personales de los candidatos locales, o a sus preferencias por partidos menores o nuevos, locales o nacionales, que quizás ni siquiera fueron considerados como opciones de voto en las precedentes elecciones legislativas. De ahí que las elecciones locales admitan la coexistencia de un comportamiento básicamente nacional con numerosas variaciones locales (Delgado, I. (1997). El comportamiento electoral municipal español, 1979-1995. Madrid: CIS.Delgado, 1997: 289). Y de ahí también que las elecciones locales, adquieran en ocasiones una relevancia nacional. Así ocurriría, por ejemplo, cuando las elecciones locales se celebran en momentos especialmente críticos del ciclo electoral nacional, esto es, si tienen lugar poco antes de unas próximas elecciones legislativas. Los comicios locales suelen ser entonces considerados como una especie de primarias de las próximas generales, o como unas atípicas encuestas sobre los gobiernos nacionales o al menos como una suerte de termómetros de los votantes sobre sus preferencias políticas.
A la vista de que en las elecciones municipales los factores nacionales tienen un
papel menos importante que en las europeas, otros autores han sugerido que este tipo
de comicios son menos de segundo orden que las europeas, y que deberían ser considerados como de «primer
y tres cuartos de orden» (Heath, A., McLean, I., Taylor, B. y Curtice, J. (1999). Between First and Second Order:
A Comparison of Voting Behaviour in European and Local Elections in Britain. European Journal of Political Research, 35 (3), 389-414. Disponible en:
En todo caso, la discusión del lugar ocupado por las elecciones locales dentro de las de segundo orden, por más que sea obligada, resulta insuficiente para conocer los factores de voto de los residentes en los municipios o el impacto en el voto de características peculiares de esos mismos municipios. Mientras que la literatura sobre la naturaleza de las elecciones locales está basada en variables agregadas, para estudiar debidamente el comportamiento electoral municipal debemos tener en cuenta dos tipos distintos de variables: las que expresan actitudes, opiniones y situaciones individuales, y las que reflejan el contexto específico del municipio. Es difícil oponerse a la clásica afirmación de William L. Miller (Miller, W. L. (1988). Irrelevant Elections? The Quality of Local Democracy in Great Britain. Nueva York: Oxford University Press.1988: 5) de que local issues matter. Sin embargo, para sustanciar esta importancia específica necesitamos acudir a ambos tipos de variables. De esta forma, en este artículo analizaremos la medida en que algunos rasgos individuales de los votantes (como su ideología o su situación económica) y algunas características contextuales del municipio (como el paro, el gasto público o la corrupción) permiten explicar el comportamiento de los votantes en las elecciones municipales españolas. Y aunque es cierto que conocemos ya la relevancia de estas variables a nivel nacional, carecemos de una adecuada comprensión de su efecto potencial en el ámbito local.
Nuestras hipótesis girarán así sobre dos variables individuales como la ideología
y la condición de desempleado, de un lado, y, de otro, sobre variables contextuales
como la tasa de empleo, el gasto público y la corrupción, todas ellas a nivel municipal.
Su justificación no es difícil. Es suficientemente conocida, por ejemplo, la extraordinaria
importancia de las preferencias ideológicas de los votantes para su decisión electoral
(Downs, A. (1957). An Economic Theory of Democracy. Nueva York: Harper and Row.Downs, 1957; Rabinowitz, G. y Macdonald, S. E. (1989). A Directional Theory of Voting. American Political Science Review, (83), 93-121. Disponible en:
Otro de los posibles factores que puede afectar a la probabilidad de votar al partido
del alcalde es la valoración de la situación económica del municipio, es decir, el
voto económico. Parece existir un amplio consenso a la hora de caracterizar las elecciones como
referendos sobre la economía (por ejemplo, Lewis-Beck, M. S. (1988). Economics and Elections: The Major Western Democracies. Ann Arbor: University of Michigan Press.Lewis-Beck, 1988; Van der Brug, W., van der Eijk, C. y Franklin, M. (2007). The Economy and the Vote: Economic Conditions and Elections in Fifteen Countries. Cambridge: Cambridge University Press.Van der Brug et al., 2007; Duch, R. M. y Stevenson, R. T. (2008). The Economic Vote: How Political and Economic Institutions Condition Election Results. Cambridge: Cambridge University Press.Duch y Stevenson, 2008). Dentro de esta literatura, se suele distinguir además entre consideraciones de
tipo sociotrópico, cuando los electores premian o castigan al gobierno en función de las condiciones
generales de la economía, o valoraciones de carácter egotrópico, cuando toman su decisión en base a sus condiciones personales o familiares. La inmensa
mayoría de estudios empíricos enmarca las reacciones políticas a la economía dentro
sobre todo de los juicios de carácter sociotrópico (Kinder, D. R. y Kiewiet, D. R. (1979). Economic Grievances and Political Behavior:
The Role of Personal Discontents and Collective Judgments in Congressional Voting. American Journal of Political Science, 23, 495-527. Disponible en:
La magnitud del voto económico depende en última instancia del contexto institucional:
el voto económico solo existirá en aquellos países cuyas estructuras político-institucionales
posibiliten la atribución de responsabilidades a los gobernantes (Powell, G. B. y Whitten, G. D. (1993). A Cross-National Analysis of Economic Voting:
Taking Account of the Political Context. American Journal of Political Science, (37), 391-414. Disponible en:
¿Hasta qué punto los electores premian o castigan a los gobiernos locales en función
de las condiciones económicas? Cabe esperar que los parados sufran con especial intensidad
las consecuencias negativas de las políticas económicas de los gobiernos (Maravall, J. M. y Fraile, M. (2001). The Politics of Unemployment. The Spanish Experience
in Comparative Perspective. En N. Bermeo (comp.). Context and Consequences. The Effects of Unemployment in the New Europe. Nueva York: Cambridge University Press.Maravall y Fraile, 2001). Por ello, nuestra segunda hipótesis examina la posible existencia de voto económico
egotrópico y plantea que la probabilidad de votar al partido del alcalde es más baja para los votantes que
se encuentren en situación de desempleo (H2a). Siguiendo la lógica del voto económico sociotrópico, apuntamos que la probabilidad de votar al partido del alcalde decrece cuanto más alta sea la tasa
de paro a nivel municipal (H2b). Lamentablemente, aquí no podemos observar directamente la atribución de responsabilidades,
por lo que debemos inferir un aumento de la importancia del voto económico cuando
el incumbent local pertenece a la misma formación que gobierna a nivel nacional (Rudolph, T. J. (2003). Institutional Context and the Assignment of Political Responsibility.
Journal of Politics, (65), 190-215. Disponible en:
Otra posible explicación contextual del mayor o menor éxito de los partidos de gobierno
a nivel municipal a la hora de conservar sus alcaldías reside en la posibilidad de
utilizar políticamente el gasto público para satisfacer las demandas de los ciudadanos;
es lo que suele conocerse como políticas o estrategias de pork-barrelling, es decir, la prestación de favores y beneficios a los votantes como un recurso importante
para la reelección de los candidatos. La mayor parte de la literatura al respecto
está centrada en el caso estadounidense (Shepsle, K. A. y Weingast, B. R. (1981). Political Preferences for the Pork Barrel:
A Generalization. American Journal of Political Science, 25 (1), 96-111. Disponible en:
¿Existen efectos positivos de las políticas de pork-barrelling en los resultados electorales de los incumbents locales? Nuestra siguiente hipótesis aventura una respuesta positiva a esta pregunta, y plantea que la inversión y el gasto público a nivel municipal tienen un efecto positivo en la probabilidad de votar al partido del alcalde (H3a). Sin embargo, es razonable pensar que las preferencias sobre el nivel de gasto público puedan diferir según la ideología del encuestado (Meltzer, A. y Richard, S. (1981). A Rational Theory of the Size of Government. Journal of Political Economy, (89), 914-927.Meltzer y Richard, 1981), y que los votantes ubicados en la izquierda de la escala ideológica serán más proclives a recompensar políticas expansivas de gasto por parte de los gobiernos municipales. De hecho, Francesc Amat y Eric Wibbels (Amat, F. y Wibbels, Erik W. (2009). Electoral Incentives, Group Identity and Preferences for Redistribution. Madrid: Juan March Institute, Working Paper Series, 246.2009) aseguran que la intención de voto a partidos de izquierdas y la autoubicación ideológica son dos buenas proxies de las preferencias distributivas de los ciudadanos. En consecuencia, el nivel de gasto público debería afectar a la probabilidad de votar al incumbent local por parte de ciudadanos de izquierdas y derechas de manera diferente: si los primeros serían más propensos a votar por el partido del alcalde a medida que aumenta el gasto, los segundos, en cambio, adoptarían un comportamiento contrario, de modo que tendrían menor probabilidad de votar al incumbent local a medida que aumenta el gasto público (H3b).
Un último factor de tipo contextual con un posible efecto en la decisión de voto es
la existencia de escándalos de corrupción en los que esté involucrado el alcalde del
municipio. Dados los perniciosos efectos sociales, económicos y políticos de la corrupción
(analizados, por ejemplo, en Mauro [Mauro, P. (1995). Corruption and Growth. The Quarterly Journal of Economics, 110 (3), 681-712.1995], Rose-Ackerman [Rose-Ackerman, S. (1999). Corruption and Government: Causes, Consequences, and Reform. Cambridge: Cambridge University Press.1999] o Lambsdorff [Lambsdorff, J. G. (1999). Causes and Consequences of Corruption: What do Know from
a Cross-section of Countries? En S. Rose-Ackerman y T. Søreide (comps.). International Handbook on the Economics of Corruption. Cheltenham: Edward Elgar Publishing.1999]), una noción positiva de la teoría de la democracia nos haría esperar que los ciudadanos
castiguen duramente a sus representantes cuando estos se vean envueltos en prácticas
corruptas (Fearon, J. (1999). Electoral Accountability and the Control of Politicians: Selecting
Good Types versus Sanctioning Poor Performance. En A. Przeworski, S. Stokes y B. Manin
(comps.). Democracy, Accountability and Representation. Cambridge: Cambridge University Press.Fearon, 1999). La existencia de consecuencias electorales a nivel local de casos de corrupción
ha sido analizada en Francia por Jean-Dominique Lafay y Marie Servais (Lafay, J. D. y Servais, M. (1999). The Influence of Political Scandals on Popularity
and Votes. En Michael Lewis-Beck (comp.). How France Votes. Nueva York: Chatham House.1999). En el caso de España, también contamos con trabajos de interés tras la particular
relevancia adquirida por la corrupción en las elecciones de 2007 y 2011. Con anterioridad
a estos comicios, los medios de comunicación recogieron múltiples actuaciones judiciales
relativas a casos de corrupción a nivel local. Sin embargo, los primeros reportajes
periodísticos tras las elecciones apuntaron que tanto en 2007 como en 2011 estos escándalos
políticos no habían tenido ningún tipo de repercusión en el resultado electoral[7]. Esta primera intuición fue matizada, tras las elecciones de 2007, por los análisis
más rigurosos de Gonzalo Rivero y Pablo Fernández-Vázquez (Rivero, G. y Fernández-Vázquez, P. (2011). Consecuencias Electorales de la Corrupción, 2003-2007. Madrid: Fundación Alternativas, Estudios de Progreso, 59.2011) y de Elena Costas, Albert Solé-Ollé y Pilar Sorribas (Costas, E., Solé-Ollé, A. y Sorribas, P. (2011). Corruption Scandals, Press Reporting, and Accountability. Evidence from Spanish Mayors. Documents de Treball de l’Institut d’Economia de Barcelona 2011/9.2011). Utilizando datos de tipo agregado, estos autores llegaron a la conclusión, habitual
en la literatura comparada, de que la corrupción tiene efectos significativos en el
comportamiento electoral, aunque el «castigo» al partido del incumbent no suele ser suficiente para evitar su reelección (Jiménez, F. y Caínzos, M. (2006). How Far and Why do Corruption Scandals Cost Votes?
En John Garrard y James Newell (comps.). Scandals in Past and Contemporary Politics. Manchester: Manchester University Press.Jiménez y Caínzos, 2006). Pedro Riera et al. (Riera, P., Barberá, P., Gómez, R., Mayoral, J. A. y Montero, J. R. (2013). The Electoral
Consequences of Corruption Scandals in Spain. Crime, Law and Social Change, 60 (5), 515-534. Disponible en:
Con el objetivo de contrastar nuestras hipótesis, analizaremos las dinámicas de apoyo electoral al partido del alcalde en una muestra representativa de municipios españoles durante las seis elecciones celebradas entre 1991 y 2011. Nos hemos centrado en ellas porque solo para esos comicios ha sido posible disponer de datos individuales con el código identificador del municipio correspondiente. Dado que el comportamiento de los ciudadanos en este tipo de comicios es un fenómeno complejo en el que influyen variables a tres niveles distintos de agregación (individual, municipal y nacional), hemos creado una base de datos de carácter integrado en la que hemos combinado tanto información individual procedente de las encuestas relativas a elecciones municipales realizadas por el Centro de Investigaciones Sociológicas (CIS) entre 1991 y 2011 como variables contextuales referidas a nuestras hipótesis macro. Las encuestas del CIS incluyen todas las pre- y postelectorales sobre elecciones municipales que recojan las siguientes variables: sexo, edad, educación, situación laboral, ideología y voto (intención o recuerdo) en comicios locales[9]. La tabla 1 recoge las encuestas utilizadas en nuestro análisis, y las tablas 2, 3 y 4, la información descriptiva sobre las variables que hemos empleado[10].
Número de encuesta | Título |
---|---|
1967 | Postelectoral elecciones municipales y autonómicas 1991 |
2183 | Postelectoral elecciones autonómicas y municipales 1995 |
2326-2338 | Preelectoral elecciones autonómicas y municipales 1999 |
2484-2498 | Preelectoral elecciones municipales y autonómicas 2003 |
2707-2719 | Postelectoral elecciones autonómicas 2007 |
2870-2872 | Preelectoral elecciones autonómicas y municipales 2011 |
2891-2904 | Postelectoral elecciones autonómicas y municipales 2011 |
Elecciones | Entrevistados[i] | Municipios | Comunidades autónomas |
---|---|---|---|
1991 | 3.342 | 149 | 17 |
1995 | 6.467 | 286 | 17 |
1999 | 16.375 | 672 | 13 |
2003 | 18.497 | 687 | 13 |
2007 | 9.668 | 517 | 11 |
2011 | 10.112 | 605 | 13 |
[i] | En encuestas pre- y postelectorales. |
Fuente: Los datos individuales, tanto de esta como de las restantes tablas de este artículo, proceden del Banco de Datos del Centro de Investigaciones Sociológicas (CIS).
Variables | Media | Desviación típica | Mínimo | Máximo |
---|---|---|---|---|
Edad | 46,15 | 18,3 | 18 | 97 |
Educación | 4,66 | 2,07 | 1 | 11 |
Sexo: hombre | 0,49 | 0,50 | 0 | 1 |
Situación laboral: parado | 0,10 | 0,30 | 0 | 1 |
Ideología | 4,95 | 1,84 | 1 | 10 |
Variable | Año | Media | Desviación típica | Mínimo | Máximo |
---|---|---|---|---|---|
Voto al partido del alcalde en anteriores elecciones (%) | 1991 | 0,40 | 0,14 | 0,08 | 0,75 |
1995 | 0,44 | 0,12 | 0,04 | 0,88 | |
1999 | 0,46 | 0,12 | 0,01 | 0,95 | |
2003 | 0,48 | 0,10 | 0,05 | 0,96 | |
2007 | 0,47 | 0,10 | 0,06 | 0,99 | |
2011 | 0,47 | 0,10 | 0,07 | 0,95 | |
Inversión per cápita, Plan E | 2011 | 179,9 | 27,9 | 105,0 | 1.044,0 |
Gasto público presupuestado per cápita | 2003 | 696,4 | 894,3 | 104,4 | 25.706,3 |
2007 | 883,1 | 530,4 | 234,9 | 10.406,3 | |
2011 | 935,7 | 1.515,7 | 74,9 | 52.741,8 | |
Tamaño de población | 1991 | 635.739 | 958.810 | 487 | 3.058.182 |
1995 | 470.251 | 868.566 | 365 | 3.120.732 | |
2003 | 219.310 | 556.942 | 257 | 2.881.506 | |
2007 | 281.366 | 676.386 | 257 | 3.016.788 | |
2011 | 269.885 | 667.465 | 264 | 3.128.600 | |
Desempleo (%) | 1999 | 6,74 | 2,38 | 0,7 | 28,9 |
2003 | 5,47 | 2,07 | 0,5 | 16,5 | |
2007 | 6,20 | 2,51 | 0,6 | 18,3 | |
2011 | 12,32 | 3,56 | 3,1 | 26,5 |
Con el fin de hacer comparables los coeficientes obtenidos en cada regresión, hemos operacionalizado todas las variables siguiendo el mismo procedimiento para cada encuesta. El recuerdo o intención de voto ha sido codificado como una variable dicotómica, con valor 1 para el voto al partido al que pertenecía el alcalde elegido en la anterior elección (el partido del incumbent local) y con valor 0 para todos los demás partidos; los encuestados que decidieron no votar o no respondieron a esa pregunta han sido codificados como casos perdidos y, al aplicar su obligada eliminación, no serán incluidos en nuestros análisis[11]. Las variables de sexo y situación laboral han sido también recodificadas como dicotómicas, con valor 1 para los hombres y parados y con valor 0 para las mujeres y todas las demás situaciones laborales posibles[12]. Finalmente, las variables relativas al nivel educativo y a la ideología son consideradas como continuas, y han sido estandarizadas para tener la misma escala en todos los modelos: 1-11 para la variable de la educación (de menor a mayor educación), y 1-10 para la variable de la ideología (de extrema izquierda a extrema derecha).
Por lo que se refiere a las variables de tipo contextual, hemos preparado también una base de datos con información para cada municipio. Esta base de datos contiene indicadores de tipo electoral, sociodemográfico, económico y político para todos los municipios con una población superior a 250 habitantes[13]. Nuestro primer paso ha consistido en obtener los porcentajes de voto por partido en las elecciones municipales de 1987, 1991, 1995, 1999, 2003 y 2007, disponibles en la base de datos de resultados electorales del Ministerio del Interior. Después hemos procedido a identificar el partido al que pertenecía el alcalde elegido cada año. Para ello hemos consultado la web de Entidades Locales del Ministerio de Política Territorial y Administración Pública (que es como se denominó entre 2010 y 2011). Hemos construido así nuestras dos principales variables de tipo electoral: el partido al que pertenece el alcalde (que utilizamos para recodificar la variable de voto a nivel individual) y su porcentaje de voto en las elecciones anteriores.
A nivel sociodemográfico, hemos introducido en nuestra base de datos una variable que mide a escala logarítmica el número de habitantes por municipio según el Padrón Municipal, disponible en la página web del Instituto Nacional de Estadística. También hemos incluido la tasa de paro registrada en cada municipio en el año inmediatamente anterior a cada uno de los comicios considerados, según el Anuario Económico de La Caixa. Esta información estaba disponible únicamente para los años 1998, 2002, 2006 y 2010.
Como otros indicadores de tipo económico hemos incluido el gasto en inversión per cápita proveniente del Fondo Estatal de Inversión Local y del Plan Español para el Estímulo de la Economía y el Empleo (el denominado Plan E, como se conoció entre 2008 y 2011), y el gasto presupuestado per cápita en las partidas de protección civil, seguridad ciudadana, promoción social y producción de bienes públicos de interés general. Los datos relativos a la inversión han sido cedidos por la Secretaría de Estado de Cooperación Territorial y se refieren a la inversión en el período 2008-2011. Los datos presupuestarios proceden del banco de datos del Ministerio de Economía y Hacienda (que es como se denominaba en 2011), en el que estaban disponibles para el período 2001-2011[14]. Debido a la elevada proporción de casos perdidos, hemos incluido solo el gasto en las partidas mencionadas anteriormente para el último año antes de las elecciones (2002, 2006 y 2010), o el anterior si este dato no estaba disponible.
Finalmente, y con el objetivo de estudiar los efectos de los escándalos de corrupción política, hemos preparado un listado de casos de corrupción recogidos en la prensa nacional. Para la legislatura 2003-2007, hemos utilizado la base de datos elaborada por Fernando Jiménez, de la Universidad de Murcia, y publicada en el Informe sobre la Democracia en España 2008 por la Fundación Alternativas (Fundación Alternativas (2008). Informe sobre la Democracia en España 2008. Madrid: Fundación Alternativas.2008). Para la legislatura 2007-2011, hemos confeccionado nuestra propia lista, obtenida a partir de un análisis pormenorizado de los diferentes resúmenes publicados en periódicos como El País, El Mundo, La Vanguardia o Público, así como en la página web Corruptódromo, cuyo contenido ha sido suministrado por ciudadanos anónimos. Cada uno de estos casos ha sido estudiado en profundidad, y nuestro criterio para codificarlos como escándalos, siguiendo el trabajo de Rivero y Fernández-Vázquez (Rivero, G. y Fernández-Vázquez, P. (2011). Consecuencias Electorales de la Corrupción, 2003-2007. Madrid: Fundación Alternativas, Estudios de Progreso, 59.2011), ha sido si un juez o fiscal ha intervenido en el caso de corrupción. De esta manera, nos hemos asegurado de que se trata de casos de corrupción que van más allá de simples acusaciones, y de que pueden, por lo tanto, tener relevancia a nivel electoral. En total, hemos identificado 140 escándalos de corrupción entre 2003 y 2007, y 103 escándalos entre 2007 y 2011.
Como ya hemos señalado, nuestra base de datos tiene una estructura jerárquica. Nuestra unidad de observación es el individuo, pero este vota en un municipio concreto. En consecuencia, nuestras variables macro varían de un municipio a otro, pero tienen un efecto homogéneo sobre todos los habitantes de cada uno de ellos. Además, cada muestra aleatoria de individuos es observada para diferentes elecciones, de tal manera que factores específicos de cada una de ellas también afectan su comportamiento de manera diferenciada. Por todo ello, utilizaremos modelos multinivel (Steenbergen, M. R. y Jones, B. S. (2002). Modeling Multilevel Data Structures. American Journal of Political Science, 46 (1), 218-237.Steenbergen y Jones, 2002). Más en concreto, estimaremos modelos de regresión logística con interceptos aleatorios para cada municipio y año dada la naturaleza dicotómica de nuestra variable dependiente.
Las variables independientes incluidas en los modelos variarán según la hipótesis que pretendamos contrastar. Todos los modelos incluyen las variables de control a nivel individual (sexo, edad, educación y género), así como el tamaño de población en escala logarítmica. La inclusión del número de habitantes en cada municipio como factor explicativo en todos los modelos presenta la ventaja de capturar el efecto de variables institucionales como la proporcionalidad del sistema electoral o el número de los partidos que compiten. Como es bien sabido, el tamaño del municipio determina el número de concejales, y tanto la fragmentación partidista como la proporcionalidad de los resultados electorales son función de la magnitud de la circunscripción[15]. El resto de variables independientes clave será introducido secuencialmente, con las necesarias interacciones, con el fin de analizar su efecto en la orientación del voto[16].
Por último, hemos computado también todos los modelos introduciendo otras variables de control, con la intención de comprobar la robustez de nuestros resultados. Estas variables de control son el porcentaje de voto del partido del alcalde en la elección anterior, la precisión de si la encuesta en cuestión fue realizada antes o después de las elecciones (es decir, si la variable dependiente mide intención de voto o recuerdo de voto) y, en fin, efectos fijos por años. Nuestros resultados han sido esencialmente idénticos en cada uno de estos casos, por lo que hemos omitido las tablas de resultados, aunque están disponibles previa petición a los autores.
Para comentar los coeficientes estimados y los modelos de regresión calculados, empezaremos por variables e hipótesis a nivel individual y exploraremos después el efecto de las variables contextuales. El efecto de las variables a nivel individual está recogido en la tabla 5[17]. En general, la edad, la educación y el sexo, que hemos introducido como controles, explican una parte significativa de la variación en el voto al incumbent, aunque no contamos con hipótesis concretas que expliquen este resultado. En relación a la situación laboral, tal y como se esperaba en la hipótesis 2a, los desempleados votan en menor proporción por el partido del alcalde. La probabilidad estimada de que un individuo con empleo vote al incumbent local es del 44,5 por ciento. Este porcentaje desciende al 42,1 para los desempleados manteniendo el resto de variables constantes. Este efecto es significativo al 1 por ciento, aunque, como veremos, el resultado no es muy robusto en diferentes especificaciones de nuestros modelos.
A continuación hemos contrastado la hipótesis (H1), centrada en la importancia del voto ideológico en las elecciones municipales. Para ello, hemos introducido efectos fijos por partido (es decir, variables dicotómicas indicando el partido al que pertenece el alcalde), que han sido interactuados con la variable de identificación ideológica a nivel individual; es el modelo 2 de la tabla 5. La categoría de referencia es la de «otros partidos». Menos en algún caso, los resultados son altamente significativos y caminan en el sentido esperado. Por una parte, los coeficientes de los efectos fijos nos proporcionan una idea de la probabilidad de votar a cada partido para un hipotético individuo de extrema izquierda (es decir, con valor 0 en el eje ideológico). Este individuo sería mucho más propenso a votar por partidos de izquierda (PSOE e IU) que por partidos de derecha (PP y CiU). Por otra parte, los coeficientes de los términos de interacción miden el cambio en la probabilidad de votar por cada uno de estos partidos cuando comparamos un individuo con otro que se ubica un punto a su derecha en la escala ideológica. Así, esta comparación indica que el segundo individuo sería más propenso a votar por partidos de derecha (PP, CiU y PNV) que por los de izquierda (PSOE e IU). Todos estos efectos son significativos para un nivel de confianza del 1 por ciento. Para ilustrar la magnitud de este efecto, en el gráfico 1 mostramos la probabilidad estimada de votar a incumbents locales pertenecientes a cada uno de los tres principales partidos para cada uno de los posibles valores de la variable ideológica, con sus correspondientes errores típicos correctamente calculados (Brambor, T., Clark, W. R. y Golder, M. (2006). Understanding Interaction Models: Improving Empirical Analyses. Political Analysis, 14 (1), 63-82. Disponible en: 10.1093/pan/mpi014.Brambor et al., 2006). Aunque las diferencias son prácticamente imperceptibles, el efecto de la ideología es ligeramente superior para el caso del PP. Estos resultados confirman la importancia del voto ideológico en la explicación del comportamiento electoral a nivel local pese a la mayor cercanía entre votantes y representantes políticos, que en principio permitiría a los votantes obtener información de manera directa sin necesidad de shortcuts atajos ideológicos. El uso de datos a nivel individual para múltiples localidades, incluyendo tanto grandes municipios como zonas rurales, demuestra también que esta pauta es generalizada.
Variables | Modelo 1: variables socioeconómicas |
Modelo 2: variables socioeconómicas e ideología |
||
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Edad | 0,01 | (0,0007)*** | 0,01 | (0,001)*** |
Educación | -0,28 | (0,05)*** | -0,39 | (0,07)*** |
Hombre | -0,10 | (0,02)*** | -0,10 | (0,03)*** |
Parado | -0,10 | (0,04)** | -0,09 | (0,05) |
Tamaño de población (log) | -0,05 | (0,01)*** | -0,09 | (0,01)*** |
Ideología (1-10) | -0,05 | (0,04) | ||
Alcalde del PSOE | 5,41 | (0,24)*** | ||
Alcalde del PP | -4,75 | (0,25)*** | ||
Alcalde de CiU | -2,63 | (0,98)** | ||
Alcalde del PNV | 0,90 | (0,60) | ||
Alcalde de CC | 1,29 | (0,31)*** | ||
Alcalde de IU | 4,28 | (0,39)*** | ||
Ideología x PSOE | -0,58 | (0,04)*** | ||
Ideología x PP | 1,44 | (0,05)*** | ||
Ideología x CiU | 1,14 | (0,20)*** | ||
Ideología x PNV | 0,38 | (0,12)** | ||
Ideología x CC | 0,20 | (0,05)*** | ||
Ideología x IU | -0,60 | (0,08)*** | ||
Intercepto | 0,07 | (0,13) | -1,66 | (0,26)*** |
Desviación típica del intercepto | 0,95 | (0,02)*** | 0,87 | (0,03)*** |
N1 (individuos) | 40.383 | 36.108 | ||
N2 (municipios) | 2.832 | 2.826 | ||
Elecciones | 1991-2011 | 1991-2011 | ||
Log-cociente de probabilidad | -26.378,9 | -16.658,0 |
[i] | Modelo logístico multinivel con interceptos aleatorios. Los niveles de significatividad son los siguientes: * p ≤ 0,05; ** p ≤ 0,01; *** p ≤ 0,001 (pruebas a dos colas); errores típicos entre paréntesis. La variable dependiente es el voto al partido del alcalde elegido en la anterior elección. La categoría de referencia en efectos fijos por partidos es la de «otros partidos». |
[a] Probabilidad estimada según los resultados del modelo 2 en la tabla 5. Cada área representa intervalos de confianza al 95 por ciento
En la tabla 6 hemos comenzado a introducir variables a nivel agregado. En primer lugar, hemos vuelto a estimar el efecto de la condición de parado en el voto. Esta variable afecta aquí también de manera significativa la probabilidad de votar por el partido del incumbent local aun controlando por la tasa de desempleo a nivel local. Como señalaba la hipótesis correspondiente (H2a), este efecto es negativo. Además, quienes viven en municipios con niveles altos de desempleo, manteniendo el resto de variables constantes, son menos propensos a votar por el partido del alcalde que los electores que viven en municipios donde el desempleo es bajo (H2b). En concreto, la probabilidad de votar al partido del incumbent local en un municipio se incrementa del 43,8 al 48 por ciento cuando su tasa de desempleo se reduce del 11,7 al 3,7 por ciento (los percentiles 90 y 10 de esta variable), fijando el resto de variables en sus valores medios. Por lo tanto, los mecanismos sugeridos en las hipótesis 2a y 2b son plausibles, y, como sugerían, los votantes castigan al incumbent local tanto por su condición de desempleado como por una elevada tasa de paro a nivel municipal. La posibilidad de combinar datos a nivel individual y agregado en nuestros modelos —la innovación metodológica que introducimos en este artículo— confirma que los votantes consideran los dos tipos de motivaciones (egotrópicas y sociotrópicas) en sus decisiones de voto.
Variables | Modelo 1: desempleo a nivel local |
Modelo 2: desempleo local y alcalde del mismo partido que el incumbent nacional |
Modelo 3: desempleo a nivel local y situación laboral |
|||
---|---|---|---|---|---|---|
Edad | 0,01 | (0,001)*** | 0,01 | (0,001)*** | 0,01 | (0,001)*** |
Educación | -0,14 | (0,06)* | -0,14 | (0,06)* | -0,14 | (0,06)* |
Hombre | 0,09 | (0,02)*** | -0,09 | (0,02)*** | -0,09 | (0,02)*** |
Parado | -0,10 | (0,04)* | -0,11 | (0,04)* | -0,17 | (0,10) |
Desempleo (%) | -0,02 | (0,006)** | -0,01 | (0,01) | -0,02 | (0,01)*** |
Tamaño de población (log) | -0,03 | (0,02) | -0,04 | (0,02)* | -0,03 | (0,02) |
Alcalde del mismo partido que el incumbent nacional | 0,38 | (0,11)*** | ||||
Mismo partido x Desempleo (%) | -0,03 | (0,01)* | ||||
Parado x Desempleo (%) | 0,01 | (0,01) | ||||
Intercepto | -0,03 | (0,17) | -0,17 | (0,18) | -0,02 | (0,17) |
Desviación típica del intercepto | 0,88 | (0,03)*** | 0,88 | (0,03)*** | 0,88 | (0,03)*** |
N1 (individuos) | 32.319 | 32.319 | 32.319 | |||
N2 (municipios) | 2.089 | 2.089 | 2.089 | |||
Elecciones | 1999-2011 | 1999-2011 | 1999-2011 | |||
Log-cociente de probabilidad | -21.316,2 | -21.308,8 | -21.315,9 |
[i] | Modelo logístico multinivel con interceptos aleatorios. Los niveles de significatividad son los siguientes: * p ≤ 0,05; ** p ≤ 0,01; *** p ≤ 0,001 (pruebas a dos colas); errores típicos entre paréntesis. La variable dependiente es el voto al partido del alcalde elegido en la anterior elección. |
En el modelo 2, dentro de esta misma tabla 6, hemos añadido un matiz relevante: el efecto negativo de la tasa de desempleo a nivel municipal es solo significativo cuando el partido del alcalde es del mismo color político que el que se encuentra en ese momento en el gobierno a nivel nacional. Así lo indican los coeficientes de la interacción entre ambas variables. El efecto principal de la variable de desempleo (su efecto cuando ambos partidos son diferentes) tiene el signo negativo esperado, pero no es significativo. El coeficiente de la interacción, por el contrario, sí es significativo, y de nuevo en el sentido negativo esperado. De este resultado parece derivarse que, como se exponía en la hipótesis H2c, los resultados electorales de los incumbents locales solo se ven afectados negativamente por altas tasas de paro cuando pertenecen al mismo partido que el del presidente del Gobierno, y por tanto es más sencillo atribuirles la responsabilidad por la mala situación económica. Más en concreto, el efecto marginal estimado de un incremento en la tasa de desempleo de un punto porcentual es equivalente a una reducción en la probabilidad del votar al partido incumbent local de 0,9 puntos en municipios gobernados por el mismo partido que el del presidente del Gobierno (con un intervalo de confianza al 95 por ciento de -1,3 a -0,4 puntos), pero de únicamente 0,2 puntos en el resto de municipios (con un intervalo de confianza de -0,6 a 0,2 puntos y, por lo tanto, no significativamente diferente de cero). Este resultado es consistente con la consideración de las elecciones locales como de segundo orden: cuando la situación económica es negativa, los ciudadanos tienden a ejercer un voto de castigo al gobierno nacional que consiste en retirar su apoyo electoral al alcalde de su municipio.
En un orden de cosas similar, en el modelo 3 de la misma tabla 6 hemos contrastado la hipótesis H2d, según la cual cabía encontrar un coeficiente negativo para la interacción entre la situación laboral del encuestado y la tasa de desempleo a nivel municipal. Dicho coeficiente no tiene el signo esperado en nuestra regresión, pero no alcanza la significatividad estadística a niveles convencionales. Como mostramos en el gráfico 2, la magnitud del efecto marginal de encontrarse en una situación de desempleo no varía de manera significativa en función de la tasa de desempleo en cada municipio.
[a] Cambio en la probabilidad estimada de votar al partido del alcalde según si el individuo se encuentra en situación de desempleo o no, de acuerdo a los coeficientes en el modelo 3 en la tabla 6. El área indica intervalos de confianza al 95 por ciento a diferentes valores de desempleo en el municipio
En la tabla 7 hemos analizado el efecto de la inversión pública en infraestructuras a nivel municipal en la probabilidad de votar al partido del alcalde. Para ello hemos introducido en nuestros modelos de regresión la variable que indica el gasto per cápita dentro del programa de inversión conocido como Plan E. Puesto que estas inversiones tuvieron lugar durante el período 2008-2011, la muestra está restringida a las encuestas relativas a las elecciones de 2011. El principal resultado obtenido, al considerar todos los municipios de nuestra muestra, es que la decisión de realizar una mayor o menor inversión careció de efectos significativos en el voto. Esto parece contradecir nuestra hipótesis H3a. Tanto individuos de izquierda como de derecha parecen no responder al estímulo económico que representó el Plan E, como indica el hecho de que la interacción entre ideología y gasto per cápita (modelo 2) no sea significativamente diferente de cero. Sin embargo, cuando replicamos nuestro análisis para dos submuestras concretas —los municipios con alcaldes del PSOE y del PP—[18], obtenemos resultados significativos, aunque no en el sentido esperado. Por un lado, la probabilidad de votar por el partido del incumbent local cuando éste pertenece al PSOE disminuye significativamente según incrementa el nivel de inversión del Plan E. Nuestro modelo predice que la probabilidad de votar al partido del incumbent local en caso de alcaldes del PSOE disminuye del 39,4 al 33,8 por ciento cuando el gasto en el Plan E aumenta de 175 a 184,20 euros per cápita (percentiles 10 y 90 de esta variable), fijando el resto de variables en sus valores medios. Por el contrario, cuando el alcalde del municipio pertenece al PP, los votantes apoyan en mayor proporción al incumbent local a medida que crece el nivel de gasto del Plan E. En concreto, un cambio de la misma magnitud incrementa la probabilidad predicha del 51,6 al 55,3 por ciento. En este último caso, esta diferencia es significativa, aunque solo al 10 por ciento. En otras palabras, el efecto de la inversión no es homogéneo para todos los partidos; de hecho, nuestro resultado sugiere que el PSOE, aunque fue el partido que aprobó esta inversión extraordinaria, resultó perjudicado electoralmente por ella[19].
Variables | Modelo 1: todos los municipios |
Modelo 2: gasto e ideología |
Modelo 3: alcaldes del PSOE |
Modelo 4: alcaldes del PP |
||||
---|---|---|---|---|---|---|---|---|
Edad | 0,005 | (0,002)** | 0,005 | (0,002)*** | 0,002 | (0,003) | 0,007 | (0,003)*** |
Educación | -0,76 | (0,15)*** | -0,76 | (0,16)*** | -1,05 | (0,24)*** | -0,47 | (0,20)* |
Hombre | -0,06 | (0,06) | -0,06 | (0,06) | -0,04 | (0,09) | -0,11 | (0,08) |
Parado | -0,10 | (0,08) | -0,10 | (0,09) | -0,28 | (0,13)* | -0,07 | (0,11) |
Desempleo (%) | 0,002 | (0,01) | 0,001 | (0,01) | 0,02 | (0,02) | 0,01 | (0,02) |
Tamaño de población (log) | 0,01 | (0,04) | 0,02 | (0,04) | -0,14 | (0,04)*** | 0,01 | (0,04) |
Gasto Plan E per cápita | -0,01 | (0,01) | 0,004 | (0,01) | -0,03 | (0,01)* | 0,02 | (0,01)+ |
Ideología | 0,62 | (0,55) | ||||||
Gasto x Ideología | -0,002 | (0,003) | ||||||
Intercepto | 0,90 | (1,21) | -2,10 | (2.98) | 6,04 | (2,16)* | -3,20 | (1,95)+ |
Desviación típica del intercepto | 1,01 | (0,06)*** | 0,96 | (0,06) | 0,50 | (0,09)*** | 0,70 | (0,07)*** |
N1 (individuos) | 6.154 | 5.475 | 2.493 | 2.995 | ||||
N2 (municipios) | 547 | 546 | 221 | 242 | ||||
Elecciones | 2011 | 2011 | 2011 | 2011 | ||||
Log-cociente de probabilidad | -3.921,1 | -3.449,6 | -1.595,4 | -1.976,3 |
[i] | Modelo logístico multinivel con interceptos aleatorios. Los niveles de significatividad son los siguientes: + p ≤ 0,1; * p ≤ 0,05; ** p ≤ 0,01; *** p ≤ 0,001 (pruebas a dos colas); errores típicos entre paréntesis. La variable dependiente es el voto al partido del alcalde elegido en la anterior elección. |
A continuación, nuestro interés residía en determinar el efecto de otra medida de gasto público en el comportamiento electoral, de nuevo según la hipótesis H3a. La variable ahora introducida en los modelos mide la cantidad per cápita presupuestada en partidas de tipo social y de protección ciudadana. Como en el caso anterior, en la tabla 8 obtenemos de nuevo un resultado contraintuitivo de castigo electoral en aquellos municipios en que el alcalde decide gastar más: la probabilidad de votar al partido del incumbent disminuye cuando aumenta el presupuesto destinado a dichas partidas. Sin embargo, la magnitud de este efecto no es elevada: un incremento en el gasto per cápita de 479 a 1.150 euros (percentiles 10 y 90 de esta variable) únicamente reduce dicha probabilidad del 45,7 al 44,7 por ciento, manteniendo el resto de variables en sus valores medios. Los resultados mostrados en el modelo 2 confirman además que este efecto negativo es robusto[20], pese a la introducción de la interacción con ideología, tal y como indicamos en la hipótesis H3b, a favor de la cual no encontramos evidencia empírica en nuestro análisis. Finalmente, como en el análisis anterior, comprobamos también que el efecto es significativo únicamente en el caso de municipios gobernados por el PSOE: los votantes parecen castigar a los alcaldes socialistas cuando viven en municipios con gasto público más elevado.
Variables | Modelo 1: gasto público |
Modelo 2: gasto público e ideología |
Modelo 3: alcaldes del PSOE |
Modelo 4: alcaldes del PP |
||||
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Edad | 0,01 | (0,001)*** | 0,01 | (0,001)*** | 0,0005 | (0,002) | 0,02 | (0,001)*** |
Educación | -0,22 | (0,07)** | -0,23 | (0,08)*** | -1,15 | (0,13)*** | 0,33 | (0,09)*** |
Hombre | -0,08 | (0,03)** | -0,04 | (0,03) | -0,05 | (0,05) | -0,12 | (0,04)*** |
Parado | -0,12 | (0,05)* | -0,10 | (0,05) | -0,16 | (0,08)* | -0,16 | (0,07)* |
Ideología | 0,28 | (0,01)*** | ||||||
Desempleo (%) | -0,01 | (0,007)* | -0,01 | (0,007)* | -0,03 | (0,01)*** | 0,02 | (0,01)* |
Gasto público per cápita | -0,0001 | (0,00002)* | -0,00001 | (0,00009) | -0,0001 | (0,00005)*** | -0,000007 | (0,00002) |
Tamaño de población (log) | -0,03 | (0,02) | -0,02 | (0,02) | -0,08 | (0,03)*** | -0,07 | (0,02)*** |
Gasto x Ideología | -0,00008 | (0,00001) | ||||||
Intercepto | -0,10 | (0,21) | -1,41 | (0,24) | 1,87 | (0,27) | -0,37 | (0,25) |
Desviación típica del intercepto | 0,91 | (0,03)*** | 0,96 | (0,03)*** | 0,59 | (0,04)*** | 0,63 | (0,04)*** |
N1 (individuos) | 23.088 | 20.778 | 8.331 | 12.402 | ||||
N2 (municipios) | 1.556 | 1.554 | 682 | 633 | ||||
Elecciones | 2003-2011 | 2003-2011 | 2003-2011 | 2003-2011 | ||||
Log-cociente de probabilidad | -15.138,1 | -13.179,1 | -5.510,7 | -8.221,7 |
[i] | Modelo logístico multinivel con interceptos aleatorios. Los niveles de significatividad son los siguientes: * p ≤ 0,05; ** p ≤ 0,01; *** p ≤ 0,001 (pruebas a dos colas); errores típicos entre paréntesis. La variable dependiente es el voto al partido del alcalde elegido en la anterior elección. |
Por último, en la tabla 9 hemos analizado el efecto de los escándalos de corrupción en el voto. Contrariamente a lo que esperábamos, según la hipótesis H4a, los partidos cuyos alcaldes se vieron implicados en este tipo de escándalos no sufrieron ningún tipo de castigo electoral. El coeficiente para la variable dicotómica que indica la existencia de un escándalo en un municipio concreto no es significativamente diferente de cero, como mostramos en el modelo 1. Esta ausencia de efecto se mantiene cuando interactuamos dicha variable con la elección a que se refiere en el modelo 2: los escándalos no tuvieron efectos significativos en el voto en 2007 ni tampoco en 2011[21]. Y se mantiene también cuando la interactuamos con el porcentaje de voto del partido del alcalde en la elección anterior en el modelo 3: la corrupción no afecta de manera significativa al voto a los partidos de los alcaldes dependiendo de sus niveles de apoyo en la elección anterior, como apuntaba la hipótesis H4b. Esto viene a confirmar resultados previos en la literatura que apuntan en la dirección de que, al menos hasta 2011, los escándalos de corrupción no tuvieron efectos apreciables en las perspectivas electorales de los candidatos municipales. La contribución de nuestro análisis respecto a estudios anteriores es que el uso de datos a nivel individual nos permite demostrar que la ausencia de efecto se mantiene aun tras controlar por variables que potencialmente pudieran explicar este resultado nulo, como la situación económica personal o el nivel educativo.
Variables | Modelo 1: escándalos de corrupción |
Modelo 2: escándalos en 2007 y 2011 |
Modelo 3: escándalos, según % de voto previo al alcalde |
|||
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Edad | 0,006 | (0,001)*** | 0,007 | (0,001)*** | 0,006 | (0,001)*** |
Educación | -0,60 | (0,11)*** | -0,60 | (0,11)*** | -0,60 | (0,11)*** |
Sexo: masculino | -0,07 | (0,04) | -0,07 | (0,04) | -0,07 | (0,04) |
Parado | -0,05 | (0,07) | -0,04 | (0,07) | -0,05 | (0,07) |
Desempleo (%) | -0,02 | (0,01)* | -0,01 | (0,01) | -0,01 | (0,007)* |
Voto previo al alcalde (%) | 4,29 | (0,34)*** | 4,26 | (0,35)*** | 4,40 | (0,35)*** |
Tamaño de población (log) | 0,05 | (0,02)* | 0,05 | (0,02)* | 0,05 | (0,02)* |
Escándalos | 0,06 | (0,14) | 0,23 | (0,20) | 0,78 | (0,63) |
Elecciones 2007 | 0,14 | (0,10) | ||||
Escándalo x 2007 | -0,35 | (0,29) | ||||
Escándalos x Voto previo al alcalde (%) | -1,51 | (1,28) | ||||
Intercepto | -2,63 | (0,33)*** | -2,77 | (0,29)*** | -2,69 | (0,33)*** |
Desviación típica del intercepto | 0,78 | (0,04)*** | 0,78 | (0,04)*** | 0,78 | (0,04)*** |
N1 (individuos) | 11.996 | 11.996 | 11.996 | |||
N2 (municipios) | 1.025 | 1.025 | 1.025 | |||
Elecciones | 2007-2011 | 2007-2011 | 2007-2011 | |||
Log-cociente de probabilidad | -7.762,5 | -7.761,0 | -7.761,8 |
[i] | Modelo logístico multinivel con interceptos aleatorios. Los niveles de significatividad son los siguientes: * p ≤ 0,05; ** p ≤ 0,01; *** p ≤ 0,001 (pruebas a dos colas); errores típicos entre paréntesis. La variable dependiente es el voto al partido del alcalde elegido en la anterior elección. |
En este artículo hemos identificado similitudes notables en las pautas de comportamiento electoral registradas en los comicios municipales entre 1991 y 2011; y esto a pesar de las diferencias significativas que presentan tanto en lo que se refiere a la considerable heterogeneidad sociodemográfica de sus votantes como en lo tocante a sus subsistemas de partidos. Los hallazgos más importantes de este artículo tienen un doble componente. Por una parte, los análisis econométricos realizados permiten confirmar hasta cierto punto la utilidad del modelo de elecciones de segundo orden para explicar los patrones de voto en la arena local en España. En este sentido, si bien el efecto significativo de la tasa de desempleo a nivel municipal disminuye la probabilidad de votar por el partido que ocupa la alcaldía en aquellos precisos momentos, el efecto solo se mantiene significativo si el citado partido también ostenta la presidencia del gobierno.
Por otra parte, hemos demostrado la necesidad de utilizar factores de carácter individual para explicar la orientación del voto en el ámbito municipal. Por ejemplo, la ideología de los encuestados y su condición de desempleados son las variables que mejor predicen su propensión a votar por el partido del incumbent local. Por lo que se refiere a la primera, su efecto depende del partido al que pertenece el alcalde. El impacto de la segunda resulta robusto para casi todas las especificaciones, pero no es superior para tasas de paro municipal más elevadas. Además, algunas de nuestras hipótesis iniciales relativas a los determinantes contextuales no han sido luego confirmadas en los posteriores análisis empíricos. Así, por ejemplo, la probabilidad de votar por el partido del alcalde no se ve afectada por escándalos de corrupción, y el efecto del nivel de gasto público tiene una magnitud limitada. La escasa importancia de algunas de estas variables para explicar el voto en las elecciones municipales en España puede venir provocada por el hecho de que muchos de los ejecutivos a nivel local no son ni monocolor ni mayoritarios, complicando así aun más si cabe la atribución de responsabilidades. En cualquier caso, y a pesar de estas dificultades, la influencia registrada por factores económicos que no son completamente propios del ámbito municipal y que en teoría podrían presentar problemas a la hora de explicar el comportamiento electoral a nivel local resulta novedosa y constituye una de las principales contribuciones de este estudio.
En definitiva, este artículo pone de manifiesto la necesidad de seguir estudiando el comportamiento de los votantes españoles en elecciones municipales. Para empezar, debería prestarse mayor atención a los mecanismos que den cuenta de la ausencia de significatividad de algunas de las variables contextuales introducidas en los modelos. En segundo lugar, y a pesar de contar con una muestra de municipios tan amplia como heterogénea, la reciente irrupción en el panorama político con especial fuerza de nuevas formaciones políticas, así como el considerable descrédito que sufren los dos principales partidos, plantea nuevas preguntas que también deberán contestarse. Las elecciones municipales de 2015 suponen una nueva oportunidad para comprobar si las explicaciones que hemos ofrecido del comportamiento electoral a nivel municipal en este artículo están aún vigentes o resulta necesario acudir a factores hasta ahora no considerados.
[1] | Este artículo ha podido realizarse tras la concesión a los autores de una Ayuda de Investigación del Centro de Investigaciones Sociológicas (CIS). Queremos agradecer al CIS la oportunidad que nos brindó para trabajar sobre un tema tan interesante como poco frecuentado; al personal de su Banco de Datos, su colaboración en la desanonimización parcial de muchas de las encuestas utilizadas en este trabajo; a Jaume Magre, sus valiosos comentarios, y a Paz Fernández y a Luis Martínez, de la Biblioteca del Centro de Estudios Avanzados en Ciencias Sociales (CEACS), del Instituto Juan March, su ayuda para la localización de numerosas bases de datos que han resultado sumamente útiles. También debemos agradecer la cooperación recibida para la obtención de datos municipales a Pedro Carlos Garrido Matas y a la Dirección General de Cooperación Local del, en su momento, Ministerio de Política Territorial y Administración Pública. |
[2] | Además de estos trabajos, otros muchos han analizado las elecciones locales en el nivel nacional o sobre todo en el autonómico; puede verse por ejemplo el de Montero et al. (Riera, P., Barberá, P., Gómez, R., Mayoral, J. A. y Montero, J. R. (2015). Elecciones municipales en España: la personalización del voto, manuscrito.2015) para el examen de las principales dimensiones del voto local. |
[3] | En otro trabajo, Riera et al. (Riera, P., Barberá, P., Gómez, R., Mayoral, J. A. y Montero, J. R. (2015). Elecciones municipales en España: la personalización del voto, manuscrito.2015) han contribuido a estos intentos mediante un análisis de la personalización del voto en las elecciones municipales, que examinan en tres años y en quince localidades. |
[4] | Así las han calificado, por ejemplo, y pese a sus diferencias, Márquez (Márquez, G. (1999). Veinte años de democracia local en España: Elecciones, producción
de gobierno, moción de censura y élite política (1979-1999). Revista de Estudios Políticos, (106), 289-334.1999), Delgado (Delgado, I. (1997). El comportamiento electoral municipal español, 1979-1995. Madrid: CIS.1997: 11ss. y 283ss.; 2010) y Font (Font, J. (1995). Manuel Justel in memoriam. La abstención electoral en España: certezas e interrogantes. Revista Española de Investigaciones Sociológicas, (71-72), 11-32.1995) para las españolas, Heath et al. (Heath, A., McLean, I., Taylor, B. y Curtice, J. (1999). Between First and Second Order:
A Comparison of Voting Behaviour in European and Local Elections in Britain. European Journal of Political Research, 35 (3), 389-414. Disponible en:
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[5] | Y también ha habido casos de unas elecciones municipales motejadas como de «tercer orden» por su escasa participación y su elevada fragmentación, mayor que en las anteriores legislativas o autonómicas; Montabes y Ortega (Montabes, J. y Ortega, C. (2005). Las elecciones municipales de 25 de mayo de 2003 en Andalucía: actitudes, participación electoral y resultados. En F. Llera y P. Oñate (comps.). Política comparada. Entre lo global y lo local. Madrid: Centro de Investigaciones Sociológicas.2005) adjudican este calificativo a las elecciones municipales de 2003 en Andalucía. |
[6] | Algunos trabajos sobre elecciones locales en Estados Unidos han examinado el papel
de la ideología como elemento central del voto en circunstancias normales, es decir,
cuando, por ejemplo, el issue racial no entra en campaña o no está presente en el contexto municipal; véanse Browning
et al. (Browning, R. P., Marshall, D. R. y Tabb, D. H. (eds.) (2003). Racial Politics in American Cities. Nueva York: Longman, 3ª ed.2003); Kaufmann (Kaufmann, K. (2004). The Urban Voter: Group Conflict and Mayoral Voting Behavior in American Cities. Ann Arbor: University of Michigan Press.2004); Abrajano et al. (Abrajano, M. A., Nagler, Jonathan N. y Alvarez, M. R. (2005). A Natural Experiment
of Race-Based and Issue Voting: The 2001 City of Los Angeles Elections. Political Research Quarterly, (58), 203-218. Disponible en:
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[7] | Por ejemplo, «Las urnas perdonan a los implicados», El País, 29 de mayo de 2007; «Los electores ven la corrupción como una cuestión ajena, según los expertos», El País, 24 de mayo de 2011; «El PP, inmune a la corrupción en Pozuelo», El Mundo, 23 de mayo de 2011. |
[8] | Como se verá a continuación, no disponemos de información acerca del tipo de gobierno municipal, por lo que no podremos comprobar de manera directa el efecto de esta variable. |
[9] | En los análisis que siguen se utilizan todos los municipios incluidos en dichas encuestas. El procedimiento de muestreo empleado en los estudios y el número de municipios seleccionados en las comunidades autónomas varía ligeramente en cada ocasión. |
[10] | Debe señalarse que en los municipios ubicados en las comunidades autónomas denominadas históricas solo se realizaron encuestas electorales a nivel municipal en 1991 y 1995. Por este motivo, ningún municipio catalán, andaluz, vasco o gallego está incluido en nuestros análisis a partir de 1999. |
[11] | Esta circunstancia podría parecer problemática en un primer momento por la presencia de gobiernos de coalición. Creemos, sin embargo, que solo introduce sesgos a la baja en la estimación de nuestros coeficientes. |
[12] | La categoría de parados incluye tanto a los que han trabajado con anterioridad como a quienes buscan su primer empleo. La categoría de referencia incluye a trabajadores, jubilados y pensionistas, estudiantes, trabajadores domésticos no remunerados y otras situaciones. |
[13] | Nuestro artículo se limita a los municipios con una población superior a 250 habitantes por tres motivos. En primer lugar, este es el límite por debajo del cual se utiliza el sistema electoral conocido como de concejo abierto, en el que resulta difícil identificar a qué partido pertenece cada candidato. En segundo lugar, muchas de las variables socioeconómicas incluidas no se encontraban disponibles para municipios de tan reducido tamaño. Finalmente, pese a que en términos absolutos estos municipios representan un número elevado (en 2011, 2.859 municipios sobre un total de 8.084 tenían 250 habitantes o menos), en términos relativos su población agregada es reducida (1,15 por ciento de la población total española en 2011). |
[14] | Por lo tanto, solo contamos con esta variable para las últimas tres elecciones, es decir, las de 2003, 2007 y 2011. |
[15] | Una posible desventaja de controlar por el tamaño de población es que está altamente correlacionado con otras variables de nuestros modelos, como la ideología de los encuestados (más conservadora en áreas rurales) o la educación (individuos que residen en ciudades tienden a tener niveles educativos más elevados), lo cual provoca multicolinealidad en nuestros modelos. De hecho, en varias de nuestras regresiones los coeficientes de inflación de varianza son superiores al valor crítico de 10. Pese a ello, hemos decidido incluir esta variable, dado que en todo caso la multicolinealidad entre variables induciría sesgo de atenuación en nuestro análisis y, por lo tanto, iría en contra de nuestras hipótesis. |
[16] | Más específicamente, se incluirán en los modelos las siguientes interacciones: ideología individual x cada uno de los partidos que ostentan la alcaldía, desempleo (en %) x partido del alcalde en el gobierno nacional, parado x desempleo (en %), ideología individual x medidas de gasto, medidas de gasto x población municipal en escala logarítmica y escándalo de corrupción x porcentaje previo de voto al partido del alcalde. |
[17] | Un análisis del porcentaje de la varianza explicada por cada nivel de nuestro análisis confirma la importancia de controlar por variables a nivel individual: únicamente un 22 por ciento de la varianza entre individuos se explica por diferencias a nivel contextual (municipios y elecciones). |
[18] | Omitimos la regresión estimada para la submuestra relativa a otros partidos debido a que tenía un tamaño muy reducido. |
[19] | Una posible explicación estaría relacionada con un problema de endogeneidad: los alcaldes del PSOE, ante una previsible derrota electoral, podrían tener más incentivos a incrementar el gasto en infraestructuras dentro de este plan. |
[20] | A pesar de que el término principal de la interacción no es significativo en la tabla 8, el efecto marginal que indicábamos, que es la cantidad de interés en nuestro análisis, sigue siendo significativo para un ciudadano con una posición media en la escala ideológica. Encontramos el mismo resultado en el modelo 3 de la misma tabla 8, al interactuar gasto per cápita con tamaño de población. |
[21] | El efecto marginal de un escándalo de corrupción en la probabilidad de votar al partido del incumbent local es -1,2 por ciento en 2007 y 6,4 por ciento en 2011, pero en ambos casos este efecto no es significativamente diferente de cero. |
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