Revista Venezolana de Gerencia (RVG)
Año 29 No. 108, 2024, 1598-1614
octubre-diciembre
ISSN 1315-9984 / e-ISSN 2477-9423
Como citar: Jiménez, L. K., Redondo, M. P., Pulido, E. G., y Restrepo, M. D. M. (2024). Factores predictores de la conducta electoral en Colombia. Revista Venezolana De Gerencia, 29(108), 1598-1614. https://doi.org/10.52080/rvgluz.29.108.8
Factores predictores de la conducta electoral en Colombia*
Jiménez Ruiz, Luz Karine**
Redondo Marín, Miladys Paola***
Pulido Guerrero, Edgar Guillermo****
Restrepo Villarroel, María Del Mar*****
Resumen
El presente artículo busca identificar los factores predictores de la conducta electoral en Colombia en las elecciones presidenciales de 2018. Para ello, fueron considerados aspectos como los factores sociodemográficos, el conocimiento de los procesos electorales y las actitudes y opiniones de los votantes sobre las elecciones y el sistema electoral. Se utilizó una metodología cuantitativa con información de segunda fuente proveniente de la Encuesta de Cultura Política del DANE (2019). La muestra fue de 19.461 adultos colombianos de todas las regiones del país y se llevó a cabo un análisis de regresión logística binaria. En los resultados se evaluaron 4 modelos de regresión logística con base en características sociodemográficas, percepción, actitudes y conocimientos sobre la democracia, que explican entre 2.5% y 7.5% de varianza. Se concluye que existen varios factores predictores de la conducta electoral como el género, estar desempleado, tener una discapacidad, simpatía partidista, tendencias de izquierda o derecha, entre otros. Sin embargo, llama la atención que la percepción de corrupción no tuvo un vínculo significativo con esta conducta.
Palabras clave: Conducta electoral; sistema electoral; corrupción; actitudes; percepción.
Recibido: 17.03.24 Aceptado: 18.06.24
* Artículo resultado del proyecto “Valores, antivalores y transparencia pública en estudiantes de administración de empresas y derecho del departamento del Cesar”.
** Universidad Popular del Cesar, Valledupar, Colombia. Email: luzjimenez@unicesar.edu.co, ORCID: https://orcid.org/0000-0001-9187-1693.
*** Universidad Popular del Cesar, Valledupar, Colombia. Email: miladysredondo@unicesar.edu.co, ORCID: https://orcid.org/0000-0001-6750-7832.
**** Universidad del Santander, Bucaramanga, Colombia. Email: EDG.PULIDO@mail.udes.edu.co, ORCID: https://orcid.org/0000-0002-1270-1176.
***** Universidad Popular del Cesar, Valledupar, Colombia. Email: mdrestrepo@unicesar.edu.co, ORCID: https://orcid.org/0000-0001-8813-4975.
Predictive factors of electoral behavior in Colombia
Abstract
This article seeks to identify the predictors of electoral behavior in Colombia in the 2018 presidential elections. For this purpose, aspects such as sociodemographic factors, knowledge of electoral processes and voters' attitudes and opinions about elections and the electoral system were considered. A quantitative methodology was used with second source information from the DANE Political Culture Survey (2019). The sample was 19,461 Colombian adults from all regions of the country and a binary logistic regression analysis was carried out. The results evaluated 4 logistic regression models based on sociodemographic characteristics, perception, attitudes and knowledge about democracy, which explain between 2.5% and 7.5% of variance. It is concluded that there are several predictors of electoral behavior such as gender, being unemployed, having a disability, partisan sympathy, left-wing or right-wing tendencies, among others. However, it is noteworthy that the perception of corruption was not significantly related to this behavior.
Keywords: Electoral behavior; electoral system; corruption; attitudes; perception.
1. Introducción
El presente estudio tuvo como propósito principal identificar los factores predictores de la conducta electoral en Colombia, ya que existe una brecha de conocimiento sobre cómo variables sociodemográficas, actitudes, percepciones y conocimientos influyen en el comportamiento electoral de los colombianos (Ochoa, 2015). Estudios recientes han demostrado que factores como el estrato, la edad, el género, la probabilidad de votar, la imagen del candidato actual, la percepción sobre el mejor alcalde en los últimos cinco periodos y la filiación política son relevantes para explicar las preferencias electorales.
Adicionalmente, variables como la afiliación política, la imagen actual del candidato, la participación y variables de votación retrospectiva también son predictores relevantes. Por otro lado, la evidencia muestra que el contexto, la homogeneidad de la población, la cercanía de las elecciones y el gasto en campañas políticas inciden en la participación electoral (Flórez, 2019).
Sin embargo, aún no se ha explorado de manera integral como estos factores a nivel individual y contextual predicen la conducta electoral en Colombia, lo cual justifica el presente estudio, permitiendo generar evidencia empírica relevante para diseñar políticas públicas y estrategias que fomenten una mayor participación y representación política en el país.
Las votaciones son relevantes en cualquier democracia por la posibilidad de la expresión de la voluntad popular que da legitimidad a un gobierno, además de promover la participación activa de los ciudadanos y obliga a los electos a rendir cuentas y responsabilizarse ante su electorado, reflejando el pluralismo y evitando conflictos para lograr estabilidad social (Gunther et al, 2015).
Colombia es un país que ha experimentado una transición democrática en las últimas décadas con la apertura de nuevos espacios políticos y la participación de diversos actores. Sin embargo, aún persisten retos en términos de la calidad de la democracia, la participación ciudadana y la confianza en las instituciones electorales. En este contexto, entender los factores que predicen el comportamiento electoral es fundamental para fortalecer la democracia y promover una mayor inclusión política (Flórez, 2019).
El conocimiento de los factores que motivan o desmotivan al electorado potencial puede generar políticas y acciones que incidan a potenciar la participación, de manera que los procesos electorales tengan una representación más amplia y legítima, lo que podría traducirse en mejor gobernanza. Además de ser una información requerida por quienes dirigen campañas electorales y para las entidades gubernamentales y civiles que busquen prevenir la manipulación del electorado (Blais y Daoust, 2020), la conducta electoral es un tema que ha ganado relevancia en la investigación sobre psicología política y la emergente psicología electoral (Bruter y Harrison, 2020).
Por el contrario, fenómenos como la alienación política y la polarización también han demostrado tener un impacto en el comportamiento electoral. Gómez-Contreras y González-López (2022) argumentan que la alienación, entendida como el distanciamiento de los ciudadanos respecto al sistema político, se asocia con una menor participación electoral.
De manera similar, la polarización política, caracterizada por una creciente división y antagonismo entre grupos con posturas ideológicas opuestas, ha sido vinculada a una mayor abstención y voto por partidos extremistas. En síntesis, la evidencia acumulada sugiere que tanto factores estructurales como actitudinales influyen en la conducta electoral de los ciudadanos. Comprender la interacción entre estas variables a nivel individual y contextual es clave para promover una mayor participación y representación política.
En relación con las variables sociodemográficas como predictores de conductas asociadas a la votación, se hace importante mencionar la elección de Jair Bolsonaro durante el 2018 en Brasil, ya que resaltó que el bajo nivel de educación y la condición de género masculino fue percibido como agresivo por las mujeres (Do Amaral, 2020).
Sin embargo, Deckman y Cassese (2021) indican que las creencias de género tienen un mayor impacto en el comportamiento político estadounidense que el género de un votante por sí solo. Por su parte, Bornschier et al, (2021) destacaron que el nivel de educación, clase social y residencia urbano-rural están asociadas con la edad y el género, demostrando que las identidades grupales dividen a los nuevos votantes de izquierda y de extrema derecha.
En términos de tendencias actuales, Zumárraga-Espinosa et al, (2022) señalan que la incidencia del internet y las redes sociales en la participación política, especialmente en el contexto latinoamericano, es fundamental, reseñando dos modos de acción: el online y el offline. Del modo online se logró establecer que dista mucho los comportamientos de la política ejecutada en el mundo real con el activismo a través del internet, es decir, quienes se involucran en actividades proselitistas de corte digital participan en minoría de las acciones democráticas fuera del internet como lo es la acción de ejercer el voto. Por otro lado, el modo offline está relacionado con la participación convencional y la protesta política que se amplía a acciones democráticas como la protesta en movimientos y manifestaciones sociales.
2. Bases teóricas sobre la conducta electoral
Según Bedoya et al, (2019), los abordajes investigativos de la conducta electoral en las últimas décadas se han centrado en cómo los votantes toman las decisiones para elegir a sus representantes. Aunque la mayoría de las investigaciones han enfatizado sus estudios en establecer relaciones teniendo en cuenta factores sociodemográficos, hoy en día la tendencia es incluir variables como valores, creencias, actitudes y sentimientos que permitan tener una visión más amplia del comportamiento de la ciudadanía (Flórez, 2019).
Existen, además, una serie de modelos explicativos donde se describen los determinantes o factores que inciden en la conducta del elector; se analizan desde las posturas sociológicas, pasando por las psicosociales, hasta llegar a las económicas y/o racionales (Ponte, 2021); las llamadas sociológicas describen dos patrones de conducta propios del elector que pueden ser de tipo normal o desviado.
Otro modelo que explica la decisión del votante es la perspectiva psicosocial, propuesta estadounidense del grupo de Michigan, quienes indicaron que este proceder se apoya en las características particulares del sujeto; entiéndase edad, género, estatus social relacionado con su familia, lugar de trabajo y tipo de localidad donde reside (Ponte, 2021). Esta teoría reconoce cuatro tipos de actuación en los votantes; están los activos totalmente comprometidos con la esfera política, los pasivos que solo se limitan a participar del voto, los impotentes, aquellos que no perciben un papel práctico en la política y los rebeldes que intentan cambiar el sistema que señalan de tradicional.
Contrario a la escuela de Michigan, surge el modelo económico o racional de Bergson, citado en Downs (1958) para quien el elector visualiza el voto en función de costo-beneficio. Es una postura individual alejada por completo de la influencia social, donde el votante actúa intencionalmente buscando maximizar su beneficio (Ponte, 2021). Dentro de la elección racional, el voto está ligado a la efectividad del sistema económico de los gobernantes de turno. La estabilidad económica es el determinante principal desde esta perspectiva y lleva a la decisión del elector.
Desde el contexto de la llamada psicología política también se revisan diferentes factores que explican el porqué del comportamiento del elector. Se establecen determinantes como la conformidad y la cooperación entre los grupos soportados en la evolución ideológica del conservadurismo social al autoritarismo de derecha. Este desarrollo se visualiza desde una perspectiva fenotípica donde se afirma que los individuos en términos políticos responden a la compensación costo-beneficio que les permite solventar las necesidades de su entorno; esta postura frente a factores socioecológicos se contrasta con los mecanismos de la sociopolítica que llega a afirmar que los fenómenos políticos son hereditarios (Jones y McDermott, 2022).
3. Consideraciones metodológicas de la investigación
La muestra corresponde a un total de 19.461 adultos colombianos de todas las regiones del país, quienes participaron en la Encuesta de Cultura Política, realizada por el Departamento Administrativo Nacional de Estadística (2019). Corresponde a una muestra probabilística multietáptica y estratificada.
El 36.2% de participantes son hombres y 63.8% hombres, con edades comprendidas entre 18 y 104 años y media de 40.65 años. El 12.8% de los participantes vivía en la capital colombiana, el 19.8% en la región Atlántica, 19.3% de la región Oriental, 18.7% de la región Central y el 29.5% de la región Pacífica. El 58.5% vive en zona urbana y el 41.5% en zona rural.
El 41.7% tiene estrato muy bajo, 34.2% estrato bajo, 16.2% estrato medio-bajo, 4.6% estrato medio-alto y 2.3% estratos altos, además de un 1.1% sin estratificación socioeconómica.
El 60.1% tiene ingresos propios mensuales; el 51.4% es trabajador, el 5.9% está desempleado, el 30.1% se dedica a las labores del hogar, el 7.3% es estudiante, el 3% está incapacitado para trabajar y el 2.4% se dedica a otra actividad. El 28.9% culminó los estudios secundarios y la media, el 28.6% culminó estudios superiores, el 21.9% solo estudió primaria, el 12% solo hizo estudios incompletos de secundaria, el 5.6% no tiene ninguna escolaridad y el 2.9% tiene estudios posgraduales. El 80.7% no considera pertenencia étnica, el 10.85 afrodescendiente, el 8.2% indígena y el restante porcentaje pertenece a otras etnias. La mayoría (80.2%) es de religión católica, el 6.6% no tiene ninguna religión o es ateo, el 1.2% profesa alguna religión no cristiana y el restante porcentaje alguna religión cristiana (Tabla 1).
Tabla 1
Modelo logístico binario de la conducta electoral con base en factores sociodemográficos
|
Factores |
Estimador |
S.E. |
Wald Test |
OR |
95% C.I. OR |
Descriptivos |
||
|
W |
P |
L |
U |
|||||
|
(Intercept) |
-2.351 |
.159 |
218.204 |
< .001 |
.095 |
0.070 |
0.130 |
|
|
Edad |
.033 |
.002 |
468.785 |
< .001 |
1.033 |
1.030 |
1.036 |
M=40.6 (S.D.=17.9) |
|
Nivel Educativo |
.343 |
.016 |
451.369 |
< .001 |
1.409 |
1.365 |
1.455 |
Ninguno 5.6%, preescolar 0.1%, primaria 21.9%, secundaria 12%, media 28.9%, superior 28.6%, posgrado 2.9% |
|
Sexo (Mujer) |
.150 |
.042 |
13.013 |
< .001 |
1.162 |
1.071 |
1.260 |
Hombre 36.2%, mujer 63.8% |
|
Estado Civil (Unión libre más de dos años) |
.390 |
.099 |
15.393 |
< .001 |
1.476 |
1.215 |
1.793 |
Unión libre menos de 2 años 3%, unión libre más de 2 años 22.2%, casado 16.5%, separado 13.6%, viudo 6.3%, soltero 38.2% |
|
Estado Civil (Casado) |
.647 |
.107 |
36.312 |
< .001 |
1.910 |
1.547 |
2.357 |
|
|
Estado Civil (Separado) |
.275 |
.107 |
6.568 |
.010 |
1.317 |
1.067 |
1.625 |
|
|
Estado Civil (Soltero) |
.188 |
.097 |
3.760 |
.050 |
1.207 |
1.008 |
1.461 |
|
|
Religión (Ninguna) |
-.221 |
.070 |
9.822 |
.002 |
.802 |
.669 |
.921 |
Católico 80.2%, protestante 4.6%, orientales no cristianas 1.2%, ninguna 6%, evangélica y pentecostal 6.6%, testigo de Jehová 0.6%, agnóstico 0.6%, otras 0.1%, |
|
Religión (Evangélica y Pentecostal) |
-.228 |
.070 |
1.752 |
.001 |
.796 |
.695 |
.912 |
|
|
Religión (Testigo de Jehová) |
-2.598 |
.256 |
103.288 |
< .001 |
.074 |
.045 |
.123 |
|
|
Ocupacion (Desempleado) |
-.154 |
.082 |
3.482 |
.046 |
.858 |
.730 |
1.008 |
Trabajador 51.4%, desempleado 5.9%, estudiante 7.3%, hogar 30.1%, incapacitado para trabajar 3%, otra actividad 2.4% |
|
Ocupación (Estudiante) |
-.444 |
.075 |
34.735 |
< .001 |
.641 |
.553 |
.744 |
|
|
Ocupación (Hogar) |
-.271 |
.058 |
21.918 |
< .001 |
.762 |
.680 |
.854 |
|
|
Ocupacion (Incapacitado para trabajar) |
-1.274 |
.114 |
125.362 |
< .001 |
.280 |
.224 |
.350 |
|
|
Ocupación (Otra actividad) |
-.604 |
.122 |
24.604 |
< .001 |
.547 |
.431 |
.694 |
|
|
Tiene Ingreso Mensual (Sí) |
.165 |
.051 |
1.680 |
.001 |
1.180 |
1.068 |
1.303 |
Si 60.1%, No 39.9% |
|
Zona Rural (Rural) |
.161 |
.039 |
17.095 |
< .001 |
1.175 |
1.089 |
1.269 |
Rural 41.5%, urbana 58.5% |
|
Región (Atlántica) |
.207 |
.066 |
9.773 |
.002 |
1.230 |
1.080 |
1.400 |
Bogotá 12.8%, Atlántica 19.8%, Oriental 19.3%, Central 18.7%, 29.5% |
|
Región (Pacífica) |
.329 |
.063 |
27.311 |
< .001 |
1.390 |
1.229 |
1.573 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Nota. X2=1554.3 (p<.001), McFadden R²=0.075, Nagelkerke R²= 1.000, Tjur R² =0.090 y Cox & Snell R²=1.000. Porcentaje correcto en matriz de confusión=73.04%. Las métricas de desempeño del modelo fueron Precisión= .730, AUC= .686, Sensibilidad= .967, Especificidad= .126. Fuente: datos propios del estudio. |
||||||||
El instrumento correspondió a una encuesta creada por el DANE (2019) con 92 preguntas que fueron clasificadas en las siguientes secciones: información de la vivienda, características generales de los participantes, participación política, elecciones y partidos, percepción de democracia, servicios al ciudadano, percepción de corrupción y capital social. No obstante, para la realización del presente estudio solo se escogieron las preguntas de la encuesta correspondientes a las variables que se describen en el cuadro 1.
Cuadro 1
Variables del estudio
|
Dimensión |
Descripción |
Variable |
|
Sociodemográfica |
Características generales, de ubicación geográfica, económicas, laborales y educativas |
-Sexo -Edad -Nivel educativo -Estado civil -Religión -Ocupación -Región -Zona rural/urbana -Etnia -Tenencia de ingreso mensual |
|
Percepción de la democracia del país |
Opiniones y creencias valorativas sobre la importancia de la participación en las elecciones en entidades democráticas, corrupción dentro de las mismas, respeto a los derechos y protección a los ciudadanos y comunidades. |
-Importancia de las elecciones de: juntas de acción comunal, junta administradora local, Asamblea, Gobernación, Consejo, Alcaldía, Senado, Cámara de representantes, Presidencia. Escala 1 a 5 -Percepción de transparencia en el conteo de votos en: Municipio, Departamento, País. Dicotómica -Percepción de corrupción en las entidades: Gobierno nacional, Gobierno Departamental, Gobierno municipal, Congreso. Escala 1 a 5 -Percepción de aumento de la corrupción en el último año. Escala de 1 a 3 -Percepción de respeto a derechos: Elegir y ser elegido, participación política, libertad de pensamiento, libertad de pertenecer a movimientos políticos, libertad a manifestarse en público, igualdad, acceso a información, control social del estado, opinar sobre el gobierno. Escala dicotómica. -Percepción de garantías de: vida, libertad y seguridad, salud, trabajo y educación, libertad de expresión, recreación y cultura, protección a las minorías, protección al campesinado, protección a la mujer. Escala dicotómica. |
|
Actitudes hacia la democracia |
Se refiere a manifestaciones emocionales y de conducta que implican una evaluación o valoración hacia la importancia de la democracia y estar informado, preferencia por tendencia política, y predisposición a votar o no por minorías y grupos vulnerables. |
-Valoración de la importancia de vivir en un país democrático. Escala de 1 a 5 -Tendencia izquierda/derecha. Escala de 1 a 10, donde 1 señala izquierda y 10 señala derecha. -Identificación con un partido político. Escala dicotómica. -Afiliación a un partido político. Escala dicotómica. -Votaría por: mujer, candidato indígena, persona con discapacidad, afrodescendiente, raizal, campesino, persona de la comunidad LGTBI. Escala dicotómica. -Se informa de la actualidad política. Escala dicotómica. |
|
Autorreporte de conocimiento sobre la democracia. |
Reporte de conocer elementos de la democracia como mecanismos de participación, herramientas de participación y características de la democracia. |
-Conocimiento sobre mecanismos de participación: revocatoria del mandato, iniciativa popular, referendo, plebiscito, consulta popular, cabildo. Escala dicotómica. -Relaciona la democracia con: votaciones, forma de gobierno, libertades, participación de las comunidades, igualdad y justicia, desarrollo económico. Escala dicotómica. -Conocimiento sobre herramientas: acción de cumplimiento, acción popular, tutela, derecho de petición, acciones de grupo. Escala dicotómica. |
|
Participación en la jornada electoral. |
Reporte de haber votado en elecciones. |
-haber o no participado en elecciones para la Presidencia y/o autoridades regionales y locales. Escala dicotómica. |
La búsqueda y descarga de los datos de la Encuesta de Cultura Política del DANE (2019)1. En esta, se descargaron los 7 archivos para armar la base de datos. En estos archivos de tipo SAV, los datos individuales estaban anonimizados por el propio DANE y se reconstruyeron con base en un número arbitrario de identificación de caso establecido por dicha entidad con la función de fusionar archivos de SPSS. Se hizo la depuración de la base para excluir casos con datos faltantes y eliminar casos repetidos, usando la opción de identificar casos duplicados del programa SPSS.
El análisis de frecuencia de las variables se realizó mediante el programa SPSS; validado por diversos estudios a nivel internacional para las ciencias sociales como el de Magdaleno (2022), Ramírez et al, (2023) o Wamillia et al, (2020). Se llevó a cabo un análisis de regresión logística binaria con método de entrada y hacia atrás mediante el programa JASP. Este tipo de análisis supone un modelamiento de la relación entre una variable dependiente dicotómica y una o más variables independientes o predictoras, tanto en escala numérica como categórica, donde se expresa matemáticamente una función lineal de las variables independientes y una función logística de la probabilidad de éxito (Agresti 2018; Arkes 2019).
La variable dependiente dicotómica fue haber o no participado en la última jornada electoral, correspondiente a las elecciones de Presidencia y autoridades regionales y locales en Colombia; las variables independientes son las demás variables descritas en la Tabla 1 y clasificadas en sociodemográficas, percepción de democracia, actitudes hacia la democracia y autorreporte de conocimiento sobre la democracia. Debido a la cantidad de variables implicadas, se hizo el análisis de regresión separado por cada conjunto de variables.
4. Conducta electoral: Resultados
La Tabla 1 muestra los resultados del análisis logístico donde las variables independientes son las características sociodemográficas; se incluyeron solamente aquellas variables con el estadístico de Wald significativo. En los indicadores de bondad de ajuste sobresale que el Chi2 fue significativo (p<.001), el modelo predice una varianza total de los datos de 7.5% (McFadden R²=.075), explica toda la variabilidad de los datos (Nagelkerke R²=1.0%), se explica el 9% de probabilidad entre los casos con y sin el predictor (Tjur R²=.09) y el predictor explica toda la diferencia de probabilidad de éxito (Cox & Snell R²=1.0).
El porcentaje en la matriz de confusión indica que el modelo es correcto en el 73.4% de las predicciones. Las métricas de desempeño del modelo indican que hay una precisión general de 73%, una capacidad de discriminación modesta, una sensibilidad alta, aunque una especificidad baja: por tanto, el modelo es adecuado para identificar observaciones positivas, aunque no tanto para las observaciones negativas.
Las personas que mostraron mayor probabilidad de votar según los valores de OR son quienes tienen más edad (OR=1.03), quienes tienen mayor nivel educativo (OR=1.4), las mujeres (OR=1.16), quienes llevan más tiempo de convivencia en unión libre (OR=1.47) o casados (OR=1.19), quienes están separados (OR=1.31) o solteros (OR=1.2), quienes sí tienen ingresos mensuales (OR=1.18), quienes viven en las zonas rurales (OR=1.17), quienes viven en las regiones Atlántica (OR=1.23) y Pacífica (OR=1.39). Por su parte, quienes tuvieron menor probabilidad de votar fueron quienes no profesan ninguna religión (OR=0.8), los evangélicos (OR=0.79) y los testigos de Jehová (OR=0.07), los desempleados (OR=0.85), los estudiantes (OR=0.64), quienes se ocupan en el hogar (OR=0.76) o no trabajan por incapacidad (OR=0.28), así como quienes ejercen alguna otra actividad no laboral (OR=0.54).
La Tabla 2 muestra el análisis logístico con base en las variables incluidas como percepción sobre la democracia y que resultaron ser predictoras significativas, según el estadígrafo de Wald. En los indicadores de bondad de ajuste sobresale que el Chi2 fue significativo (p<.001), el modelo predice una varianza total de los datos de 2.5% (McFadden R²=.025), explica un 2.8% de la variabilidad de los datos (Nagelkerke R²=.028%), se explica el 2.9% de probabilidad entre los casos con y sin el predictor (Tjur R²=.029) y el predictor explica un 2.8% de la diferencia de probabilidad de éxito (Cox & Snell R²=0.028).
Tabla 2
Modelo logístico binario de la conducta electoral con base en factores de la percepción de la democracia en el país
|
Factores |
Estimador |
S.E. |
Wald Test |
OR |
95% C.I. OR |
Descriptivos |
||
|
W |
P |
L |
U |
|||||
|
(Intercept) |
0.094 |
0.145 |
0.419 |
0.517 |
1.099 |
0.826 |
1.461 |
|
|
Importancia de votaciones para Gobernación |
0.153 |
0.025 |
39.098 |
< .001 |
1.166 |
1.111 |
1.223 |
Nada importante 5.7%, poco importante 5.6%, medianamente importante 21.4%, importante 30.5%, muy importante 36.9% |
|
Importancia de votaciones para Presidencia |
0.136 |
0.024 |
31.770 |
< .001 |
1.146 |
1.093 |
1.202 |
Nada importante 5.8%, poco importante 4.8%, medianamente importante 16.4%, importante 27.5%, muy importante 45.5% |
|
Corrupción en el gobierno departamental |
-0.074 |
0.028 |
7.311 |
0.007 |
0.928 |
0.879 |
0.980 |
Nada corrupto 2.6%, no es corrupto 6%, neutral 26.8%, es corrupto 25.8%, muy corrupto 38.7% |
|
Corrupción en el Congreso |
0.060 |
0.027 |
4.821 |
0.028 |
1.062 |
1.006 |
1.120 |
Nada corrupto 2%, no es corrupto 4.1%, neutral 21%, es corrupto 24.4%, muy corrupto 48.5% |
|
Percepción de aumento de la corrupción |
-0.110 |
0.039 |
7.955 |
0.005 |
0.896 |
0.830 |
0.967 |
Aumentado 66%, permanecido igual 30.2%, disminuido 3.8% |
|
Confía en el conteo de votos municipal |
0.529 |
0.066 |
64.581 |
< .001 |
1.698 |
1.492 |
1.932 |
No 61.9%, Sí 38.1% |
|
Confía en el conteo de votos nacional |
-0.299 |
0.072 |
16.981 |
< .001 |
0.742 |
0.643 |
0.855 |
No 75.7%, Si 24.3% |
|
El estado protege la seguridad, vida y libertad |
-0.188 |
0.045 |
17.078 |
< .001 |
0.829 |
0.758 |
0.906 |
No 64%, Si 36% |
Nota. X2=358.5 (p<.001), McFadden R²=0.025, Nagelkerke R²= 0.028, Tjur R²=0.029 y Cox & Snell R²=0.028. Porcentaje correcto en matriz de confusión=74.2%. Las métricas de desempeño del modelo fueron Precisión= .742, AUC= .608, Sensibilidad= .998, Especificidad = .005. Fuente: datos propios del estudio.
El porcentaje en la matriz de confusión indica que el modelo es correcto en el 74.2% de las predicciones. Las métricas de desempeño del modelo indican que hay una precisión general de 74%, una capacidad de discriminación modesta, una sensibilidad muy alta (.998), aunque una especificidad baja: implica que el modelo es adecuado para identificar observaciones positivas, aunque no tanto para las observaciones negativas.
Percibir mayor importancia de las votaciones para la gobernación (OR=1.16) y la Presidencia (OR=1.14), percibir mayor corrupción en el Congreso (OR=1.06) y confiar en el conteo de votos del municipio (OR=1.69) predijeron significativamente mayor probabilidad de votar según el OR. Por otro lado, percibir mayor corrupción en el gobierno departamental (OR=0.92), percibir que ha aumentado la corrupción en general (OR=0.89), confiar en el conteo de votos a nivel nacional (OR=0.74) y considerar que el Estado sí protege el derecho a la vida, libertad y seguridad (OR=.82), predicen menor probabilidad de votar.
Por otro lado, en la Tabla 3 se exponen los factores clasificados como actitudes hacia la democracia que fueron significativos en el valor p del test de Wald. En los indicadores de bondad de ajuste, sobresale que el Chi2 fue significativo (p<.001), el modelo predice una varianza total de los datos de 3.9% (McFadden R²=.039), explica un 4.3% de la variabilidad de los datos (Nagelkerke R²=.043), se explica el 4.4% de probabilidad entre los casos con y sin el predictor (Tjur R²=.044) y el predictor explica un 4.3% de la diferencia de probabilidad de éxito (Cox & Snell R²=0.044). El porcentaje en la matriz de confusión indica que el modelo es correcto en el 75.5% de las predicciones.
Tabla 3
Modelo logístico binario de la conducta electoral con base en los factores de actitudes hacia la democracia
|
Factores |
Estimate |
S.E. |
Wald Test |
OR |
95% C.I. OR |
Descriptivos |
||
|
W |
p |
L |
U |
|||||
|
(Intercept) |
-1.102 |
0.141 |
61.059 |
< .001 |
0.332 |
0.252 |
0.438 |
|
|
Tendencia izquierda/derecha |
0.043 |
0.008 |
26.649 |
< .001 |
1.044 |
1.027 |
1.061 |
M=5.95a (S.D.=2.4) |
|
Importancia de Vivir en un país Democrático |
0.100 |
0.020 |
25.055 |
< .001 |
1.105 |
1.062 |
1.149 |
Nada importante 2.2%, poco importante 2.4%, indiferente 13.7%, importante 20.3%, muy importante 61.3% |
|
Identificación con un Movimiento Político (Sí) |
0.759 |
0.072 |
109.665 |
< .001 |
2.136 |
1.853 |
2.461 |
No 87.6% Sí 12.4% |
|
Pertenencia a un Movimiento Político (Sí) |
0.710 |
0.205 |
11.986 |
< .001 |
2.033 |
1.360 |
3.038 |
No 98.1%, Sí 1.9% |
|
Votaría por una Mujer (Sí) |
0.633 |
0.120 |
27.938 |
< .001 |
1.884 |
1.490 |
2.382 |
No 3.6%, Sí 96.4% |
|
Votaría por una persona con Discapacidad (Sí) |
0.231 |
0.081 |
8.234 |
0.004 |
1.260 |
1.076 |
1.476 |
No 9%, Sí 91% |
|
Votaría por un Campesino (Sí) |
0.311 |
0.100 |
9.652 |
0.002 |
1.365 |
1.122 |
1.660 |
No 5.7%, Sí 94.3% |
|
Se Informa de la Actualidad Política (Sí) |
0.516 |
0.041 |
160.968 |
< .001 |
1.676 |
1.547 |
1.815 |
No 39.8%, Sí 60.2% |
Nota. X2=635.57(p<.001), McFadden R²=0.039, Nagelkerke R²= 0.043, Tjur R²=0.044 y Cox & Snell R²=0.043. Porcentaje correcto en matriz de confusión=75.5%. Las métricas de desempeño del modelo fueron Precisión= .756, AUC= .628, Sensibilidad= .993, Especificidad = .036. Fuente: datos propios del estudio.
Las métricas de desempeño del modelo indican que hay una precisión general de 75.6%, una capacidad de discriminación modesta, una sensibilidad muy alta (.993), aunque una especificidad baja: se puede afirmar que el modelo es adecuado para identificar observaciones positivas, aunque no tanto para las observaciones negativas.
Es de recordar que en la variable Tendencia Izquierda/Derecha, entre más alto el puntaje en escala sobre 10, más tendencia hacia la derecha política se presenta. Ese factor predice significativamente haber votado (OR=1.04), por lo que se puede decir que las personas de tendencia a la derecha política tienen mayor probabilidad de votar. También tienen mayor probabilidad de votar las personas que consideran que es muy importante vivir en un país democrático (OR=1.1), las personas que sí se identifican con un movimiento político (OR=2.13), las personas que sí pertenecen a un movimiento político (OR=2.03), las personas que sí votarían por una mujer (OR=1.88), una persona con discapacidad (OR=1.26) y un campesino (OR=1.36), así como las personas que reportan que sí se informan de la actualidad política del país (OR=1.67).
Por último, en la Tabla 4 se muestran los resultados del análisis logístico con los factores del autorreporte de conocimiento en democracia, en particular, los que fueron significativos en el estadígrafo de Wald.
Tabla 4
Modelo logístico binario de la conducta electoral con base en los factores de autorreporte de conocimiento sobre la democracia
|
Factores |
Estimador |
S.E. |
Wald Test |
OR |
95% C.I. |
Descriptivos |
||
|
W |
p |
L |
U |
|||||
|
(Intercept) |
-0.003 |
0.054 |
0.003 |
0.958 |
0.997 |
-0.108 |
0.103 |
|
|
Conoce qué es el Referendo (Sí) |
0.244 |
0.044 |
31.072 |
< .001 |
1.276 |
0.158 |
0.329 |
No 49.1%, |
|
Conoce qué es la Consulta Popular (Sí) |
0.356 |
0.045 |
61.599 |
< .001 |
1.427 |
0.267 |
0.444 |
No 50.7%, |
|
Conoce qué es un Cabildo (Sí) |
0.155 |
0.049 |
9.796 |
0.002 |
1.167 |
0.058 |
0.251 |
No 72.8%, |
|
La democracia se Relaciona con el derecho a Votar (Sí) |
0.200 |
0.045 |
20.125 |
< .001 |
1.221 |
0.113 |
0.287 |
No 18.2%, |
|
La democracia se Relaciona con el derecho a la Participación Comunitaria (Sí) |
0.210 |
0.042 |
24.714 |
< .001 |
1.234 |
0.127 |
0.293 |
No 21.4%, |
|
Conoce la Herramienta de Acción Popular (Sí) |
0.233 |
0.042 |
30.169 |
< .001 |
1.262 |
0.150 |
0.316 |
No 60.7%, |
|
Conoce la Herramienta de Tutela (Sí) |
0.326 |
0.048 |
46.031 |
< .001 |
1.385 |
0.232 |
0.420 |
No 19.5%, |
Nota. X2=763.6(p<.001), McFadden R²=0.038, Nagelkerke R²= 0.043, Tjur R²=0.044 y Cox & Snell R²=0.043. Porcentaje correcto en matriz de confusión=73.4%. Las métricas de desempeño del modelo fueron Precisión= .734, AUC= .635, Sensibilidad= .988, Especificidad = .037. Fuente: datos propios del estudio.
En los indicadores de bondad de ajuste sobresale que el Chi2 fue significativo (p<.001), el modelo predice una varianza total de los datos de 3.8% (McFadden R²=.038), explica un 4.3% de la variabilidad de los datos (Nagelkerke R²=.043), se explica el 4.4% de probabilidad entre los casos con y sin el predictor (Tjur R²=.044) y el predictor explica un 4.3% de la diferencia de probabilidad de éxito (Cox & Snell R²=0.043). El porcentaje en la matriz de confusión indica que el modelo es correcto en el 73.4% de las predicciones. Las métricas de desempeño del modelo indican que hay una precisión general de 73.4%, una capacidad de discriminación modesta, una sensibilidad muy alta (.988), aunque una especificidad baja: se puede afirmar que el modelo es adecuado para identificar observaciones positivas, aunque no tanto para las observaciones negativas.
De esta forma, existe más probabilidad de votar en quienes conocen qué es el referendo (OR=1.27), qué es la consulta popular (OR=1.42), qué es un cabildo (OR=1.16), quienes relacionan la democracia con el derecho a votar (OR=1.22), quienes la relacionan con el derecho a la participación comunitaria (OR=1.23), quienes conocen la herramienta de acción popular (OR=1.26) y quienes conocen la herramienta de tutela (OR=1.38).
Se pudo determinar que existen varios factores predictores de la conducta electoral. En primer lugar, frente a las características sociodemográficas, ser mujer, tener mayor edad, tener mayor tiempo de convivencia en pareja, estar soltero o separado, tener ingresos mensuales estables, vivir en zonas rurales y vivir en las regiones costeras del país predicen mayor tendencia a votar. Asimismo, estar desempleado, ser estudiante, estar exclusivamente ocupado en actividades hogareñas, no trabajar debido a incapacidad, no identificarse con ninguna religión o identificarse con cultos evangélicos y testigos de Jehová predijeron menor probabilidad de votar.
Por otro lado, frente a la percepción y opinión acerca de la democracia colombiana, hubo mayor tendencia a votar en quienes consideran importantes las votaciones para Presidencia y Gobernación, quienes confían en los conteos de votaciones en su municipio, aunque, de forma inesperada, quienes perciben mayor corrupción en el Congreso, pues la percepción de que la corrupción ha aumentado en el último año, así como mayor corrupción en el gobierno departamental, predijeron menor probabilidad de votar. De forma inesperada, confiar en el conteo de votos a nivel nacional y considerar que el Estado sí protege el derecho a la vida, libertad y seguridad predijeron también menor posibilidad de votar.
Un resultado bastante relevante tiene que ver con la tendencia política de izquierda/derecha. En la operacionalización realizada por el DANE (2019) en una escala numérica de 10 puntos, los números más bajos corresponden a preferencia pro izquierda y los más altos por la derecha. La media de esta pregunta, que quedó en 6 puntos sobre 10, indica una preferencia política de los votantes colombianos hacia la derecha, lo cual es coherente con análisis previos en décadas pasadas, como el realizado por Nasi (2007) y Olsen (2009), y refrendado por análisis más recientes como el llevado a cabo por Gamboa (2019), donde se muestra que, a diferencia de gran parte de los países latinoamericanos, Colombia tuvo un giro hacia la derecha tanto en parlamento como en el ejecutivo.
Por otra parte, dentro de la literatura especializada, se ha considerado que la corrupción es un factor que desalienta la participación política (Nadeau et al, 2018). No obstante, las revisiones de investigaciones al respecto, como la hecha por De Vries y Solaz (2017), han puesto de manifiesto que hay resultados mixtos, donde no se evidencia que los votantes realmente castiguen a los políticos corruptos como es de esperarse, y, de hecho, muestran cierto nivel de tolerancia determinada por la información errónea adquirida y la atribución de la culpa.
Los resultados sobre los factores vinculados a la percepción de corrupción no son consistentes sobre el sentido positivo o negativo de su influencia en el acto de votar. De esta manera, aunque percibir un aumento de la corrupción, percibir corrupción en gobiernos departamentales, desconfiar del conteo de votos a nivel de su municipio y considerar que el Estado no protege la seguridad, vida y libertad de los ciudadanos, fueron factores que predijeron menor probabilidad de participar en las elecciones como votante. Pero, a la par, percibir mayor corrupción en el Congreso y desconfiar del conteo de votos a nivel nacional predicen mayor posibilidad de haber votado, aun cuando se esperaría lo contrario. A todo esto, se suma que la percepción sobre la corrupción del Gobierno Nacional y los gobiernos municipales no tuvo un vínculo significativo.
La simpatía partidista fue un factor que estuvo relacionado con la elección de votar, a tal punto que, de acuerdo con los valores de Odd Ratio, fue uno de los mayores predictores. De esta manera, sentirse identificado con un partido implicó 2.1 veces más probabilidad de votar y pertenecer a un partido político implicó 2 veces más probabilidad de votar.
Este hallazgo sobre el vínculo de la simpatía partidista y la conducta electoral ya había sido manifestado en un contexto más bien regional por Angulo (2016), quien encontró para las votaciones de la capital del país que la identificación partidista tuvo una asociación entre la decisión de voto y la simpatía partidista; aun así, en sus resultados llama la atención que dicha asociación es más fuerte después de las elecciones y débil antes de las elecciones.
Llama la atención en los resultados que votar por algunos grupos de personas que tradicionalmente no tienen tanto poder político, como las mujeres, las personas con discapacidad y los campesinos, predijo mayor probabilidad de votar. Varios estudios recientes han hallado que la conducta de voto se ve influenciada por las actitudes sexistas (Bracic, Israel-Trummel, y Shortle 2019; Bock, Byrd-Craven, y Burkley 2017), e incluso se ha hallado que las actitudes sexistas conllevan conductas como buscar menos información sobre los candidatos, así como no votar, aunque haya una alineación de las preferencias propias con las propuestas de mujeres candidatas y, en general, votar menos por las mujeres (Ditonto, 2019).
Cabe aclarar que en los datos obtenidos no hay directamente una medición de sexismo, solamente un ítem que habla de la actitud hacia la votación por una candidata mujer, por lo que debe explorarse más a fondo el posible vínculo entre las actitudes sexistas y la conducta electoral.
De otro lado, los hallazgos sobre las actitudes hacia las personas con discapacidad en relación con votar son coherentes con algunos estudios realizados recientemente. Por ejemplo, Reher (2021) encontró que, contrario a lo esperado desde el sentido común, los candidatos con discapacidad no son percibidos como incompetentes y débiles, sino más bien como trabajadores, honestos y compasivos.
En el estudio realizado se encontró que las personas que tienen mejor actitud hacia candidatos con discapacidad tienen 1.2 veces más probabilidad de haber participado con votación en elecciones; aun así, no se responde a cuestiones específicas sobre cómo se percibe al candidato con discapacidad, lo que abre un tema de estudio bastante relevante en un país donde históricamente existe muy poca participación de personas con discapacidad dentro de los partidos políticos (Departamento Nacional de Planeación, 2012) y donde solamente el 0.3 % de candidatos a las elecciones tiene alguna discapacidad (Consejo Nacional Electoral, 2022).
5. Conclusiones
Los hallazgos revelan una compleja interacción entre factores sociodemográficos, percepciones políticas y actitudes cívicas en la conformación del comportamiento electoral colombiano. El perfil del votante activo que emerge sugiere una ciudadanía anclada en estructuras sociales tradicionales, con una notable influencia de la geografía y las dinámicas centro-periferia.
La paradójica relación entre la percepción de corrupción y la participación electoral apunta a una desconexión entre la evaluación del sistema político y la acción cívica, posiblemente reflejando una normalización de prácticas corruptas o un sentido de impotencia frente a ellas. Esto plantea interrogantes sobre la eficacia de los mecanismos de rendición de cuentas democráticos.
La marcada influencia de la identificación partidista y la tendencia ideológica derechista en la propensión a votar sugiere un electorado polarizado, donde la movilización política se basa más en lealtades partidistas que en evaluaciones programáticas. Este fenómeno podría estar perpetuando divisiones políticas históricas y obstaculizando el surgimiento de alternativas centristas o reformistas.
Las actitudes positivas hacia candidatos tradicionalmente subrepresentados indican una apertura creciente a la diversidad política; sin embargo, la brecha entre estas actitudes declaradas y la realidad de la representación política señala barreras estructurales persistentes que van más allá de las preferencias individuales de los votantes.
Estos resultados pintan el retrato de una democracia en transición, atrapada entre fuerzas de cambio y continuidad. El comportamiento electoral observado refleja tanto la resiliencia de patrones políticos arraigados como indicios de una ciudadanía que evoluciona en su concepción de la representación política; este panorama subraya la necesidad de abordar no solo los aspectos procedimentales de la participación electoral, sino también los fundamentos socioculturales y psicológicos que moldean la cultura política colombiana.
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