12º Encontro da ABCP 19 a 23 de outubro de 2020 Universidade Federal da Paraíba, João Pessoa (PB) Área Temática: Eleições e Representação Política

12º Encontro da ABCP 19 a 23 de outubro de 2020

Universidade Federal da Paraíba, João Pessoa (PB) Área Temática: Eleições e Representação Política

LEIS DE COTAS NA AMÉRICA LATINA: EFICÁCIA EM SISTEMAS ELEITORAIS DE REPRESENTAÇÃO PROPORCIONAL1

Diego Sanches Corrêa Universidade Federal do ABC

Vanilda Souza Chaves Universidade de São Paulo

1 _{Este trabalho foi apoiado pela Fundação de Apoio à Pesquisa do Estado de São Paulo (FAPESP),}

Resumo

Nos últimos anos, muitos países adotaram cotas de gênero com o objetivo de aumentar a representação feminina em suas câmaras legislativas. É crescente a quantidade de autores que se aproveitam dos diversos contextos em que essas políticas foram implementadas para identificar as condições de sua eficácia. Neste trabalho, nosso objetivo é demonstrar que mandatos de posição, isto é, a alternância de gênero nas listas partidárias, é uma condição indispensável para esta eficácia em sistemas eleitorais de representação proporcional, independentemente do tipo de lista. Quando a lista é fechada, o mandato de posição expande a representação feminina como artifício das próprias regras eleitorais e, por isto, chamamos este efeito de mecânico. Quando a lista é aberta, o efeito se dá na mesma intensidade, mas em virtude de padrões sistemáticos de comportamento eleitoral. Por isto, chamamos este efeito de psicológico. Demonstramos a importância de mandatos de posição analisando, primeiro, a sua influência em 140 eleições latino-americanas realizadas entre 1990 e 2018, com efeitos similares para os dois tipos de lista. Este é o primeiro trabalho a argumentar que mandatos de posição funcionam com a mesma intensidade nos dois tipos de lista, apesar de em virtude de mecanismos distintos.

Palavras-chave: cotas de gênero; mandatos de posição, representação, América Latina, Abstract

In the recent years, many countries have adopted gender quotas with the aim of increasing women’s representation in their legislative chambers. There is an increasing number of scholars who study the different contexts in which these policies were implemented to identify the conditions of their effectiveness. In this paper, we argue that placement mandates, that is, regulations for gender ordering in party lists, enhance gender quotas’ effectiveness in proportional representation electoral systems, independently of list type. In closed-list systems, placement mandates increase women’s representation automatically as a result of the electoral rules, and, for this reason, we call this effect mechanical. In open-list systems, the effect is also strong due to systematic patterns of electoral behavior. We call this effect psychological. In order to demonstrate this, we analyze 140 Latin American legislative elections carried out between 1990 and 2018. This is the first article to argue that placement mandates have similar effects in both types of lists as a function of distinct mechanisms. Key words: gender quotas; placement mandate; women’s representation, Latin America.

2 Introdução

A difusão de cotas de gênero pelo mundo é um dos mais impressionantes fenômenos políticos das últimas décadas. Em geral, a política de cota é justificada como uma forma de superar as barreiras estruturais que dificultam o acesso de mulheres ao poder, causando a sub-representação delas (BACCHI, 2006; BALLINGTON, 2005; DAHLERUP, 2005; HINOJOSA, 2012; KROOK, 2009). Essas são estratégias pautadas nos princípios de equidade e justiça que fundamentam o funcionamento da democracia (PISOCOPO, 2016). Partindo desse entendimento, ao longo das últimas décadas do século XX, movimentos feministas e legisladoras propunham iniciativas de cotas de gênero para os congressos em toda a América Latina. Finalmente, uma legislação que estabelecia uma cota de 30% para mulheres nas listas partidárias foi aprovada em 1991 na Argentina. Assim, o país se tornou pioneiro, e rapidamente as cotas foram difundidas pela região e pelo mundo. Em consonância com essa mobilização interna, a Organização das Nações Unidas também realizada conferências periódicas para tratar de temas relacionados aos direitos das mulheres. A IV Conferência Mundial sobre a Mulher, realizada em 1995 em Pequim, estimulou a difusão de cotas com um plano de ações concretas para reduzir as desigualdades de gênero em todos os âmbitos da vida social. Assim, as primeiras legislações foram adotadas em âmbito nacional na Costa Rica e no Paraguai, em 1996; e Bolívia, Brasil, Equador, Panamá, Peru e República Dominicana, em 1997. Posteriormente – ao longo dos anos 2000 e 2010 -, cotas e paridade de gênero foram adotadas em outros países latino-americanos. Nesse momento, as cotas foram adotadas no Chile, Colômbia e Uruguai; já a paridade passou a ser adotada na Bolívia, Costa Rica, Equador, Honduras, México, Nicarágua e Panamá e, mais recentemente, na Argentina e Peru.

Mais de vinte anos se passaram desde a primeira adoção das cotas de gênero. Enquanto em alguns países elas promoveram a rápida expansão da presença parlamentar de mulheres até a paridade, em outros as cotas tiveram efeitos irrisórios. Por que as cotas de gênero funcionam em alguns países e não em outros? Quais fatores institucionais se associam à sua eficácia? Algumas características específicas das leis de cotas e o contexto institucional em que são implementadas afetam a sua capacidade para promover a representação feminina. As cotas podem ser voluntárias ou obrigatórias, aplicadas nas listas de candidaturas, no financiamento ou na composição interna dos partidos; podem variar de 20% a 50%; podem ser aplicadas nas eleições primárias, nas eleições gerais ou reservar cadeiras para mulheres; podem, ainda, ser complementadas de mandatos de posição (alternância de gênero nas listas partidárias) e de sanções para o seu não cumprimento (DAHLERUP, 2005; KROOK, 2005, 2009; MATLAND, 2006). Quanto ao contexto institucional, é importante ter em conta a diversidade dos sistemas eleitorais, que também variam bastante

3 entre os países. Enquanto alguns adotam a representação proporcional, que determina a distribuição dos cargos proporcionalmente à votação recebida pelos candidatos, outros são mistos, ou seja, combinam sistemas majoritários (maiorias simples) e proporcionais para eleger seus legisladores (NICOLAU, 2004). Além disto, a fórmula eleitoral pode ser de lista aberta ou lista fechada, o que influencia na alocação de cadeiras depois da eleição. A literatura tem demonstrado que a eficácia das cotas é maior em sistemas de representação proporcional do que em sistemas majoritários, principalmente quando acompanhadas de listas fechadas e mandatos de posição (ARCHENTI; TULA, 2007; HTUN; JONES, 2002; KROOK, 2005; LARSERUD; TAPHORN, 2007; MATLAND, 2005). São também comuns os argumentos de que a eficácia das cotas depende da magnitude do distrito e da magnitude partidária (ARCHENTI; TULA, 2007; MATLAND, 2005; NORRIS, 2006), isto é, do número de cadeiras conquistadas pelo partido, pois estes possibilitariam a eleição de mais mulheres. Esse também é um dos aspectos que iremos verificar em nossa análise.

O objetivo deste artigo, portanto, é demonstrar a importância dos mandatos de posição (a alternância entre homens e mulheres) nas listas partidárias para promover a representação feminina. A literatura normalmente negligencia esta possibilidade quando a lista é aberta, porque os eleitores poderiam manter controle sobre a sua escolha, tornando os mandatos de posição inoperativos (Jones, 2009). Ainda há aqueles que diagnosticam que as cotas podem funcionar em sistemas proporcionais de lista aberta, dependendo do desenho da lei (Jones, 2009) e fatores contextuais (Schmidt, 2009), entre outros, mas nenhum deles abordam os mandatos de posição. Esses fatores têm um papel importante, mas os resultados que apresentamos nesse artigo sugerem que os mandatos de posição são cruciais em sistemas de representação proporcional tanto de fechada quanto de lista aberta. Demonstramos que o efeito na lista aberta pode ser tão forte quanto em sistemas de lista fechada. A principal diferença está na razão de alternância entre homens e mulheres nas listas, conforme demonstraremos a seguir. Além disso, sugerimos que os países que adotam o sistema de representação proporcional de lista aberta sem mandatos de posição tendem a ter uma proporção similar de mulheres nas câmaras baixas ou únicas que aqueles países que não adotam cotas.

O conceito de efeito mecânico proposto por Duverger (1951) nos auxilia a compreender o fenômeno dos mandatos de posição nas listas fechadas, pois, se esses são adotados em listas fechadas, os partidos e eleitores são incapazes de definir o gênero dos eleitos e o acesso de mulheres ao parlamento é automático. É um artifício automático da fórmula eleitoral. A adoção de mandatos de posição em listas abertas, por outro lado, não muda o fato de que a definição do gênero dos eleitos continua cabendo totalmente aos eleitores. Ainda assim, esta combinação é capaz de impulsionar a representação feminina

4 devido a um efeito que podemos chamar de psicológico, pois resulta de padrões de comportamento que afetam o cálculo eleitoral. O primeiro destes padrões é a propensão dos eleitores para votar nos primeiros nomes das listas (KOPPEL; STEEN, 2004; KROSNICK; MILLER; TICHY, 2004; UPTON; BROOK, 1974); o segundo é a tendência dos eleitores de utilizar atalhos informacionais para fazer escolhas coerentes com seus interesses (BARTELS, 1996; KITTILSON; SCHWINDT-BAYER, 2012; MCDERMOTT, 1997; POPKIN, 1994). O primeiro padrão fortalece a candidatura das mulheres mais bem posicionadas nas listas partidárias; o segundo padrão fortalece também a candidatura daquelas em posições inferiores. Quando há muitas mulheres bem colocadas nas listas, a informação transmitida pela cédula eleitoral é a de que as candidatas são competentes e valorizadas pelos partidos. Isso estimula os eleitores a votarem mais nelas de forma geral, mesmo quando não estão no topo das listas. O contrário também acontece: quando são os homens que ocupam as primeiras posições, os eleitores votam em homens mal posicionados com mais frequência, em detrimento das candidatas mais bem colocadas. A principal contribuição deste artigo para a literatura é demonstrar que mandatos de posição promovem a representação feminina em sistemas de representação proporcional independentemente do tipo de lista, embora por intermédio de mecanismos distintos.

O artigo está dividido em três partes, incluindo esta introdução. Na segunda, explicaremos por que os mandatos de posição podem funcionar na lista aberta. Na terceira parte, analisamos dados de 140 eleições legislativas realizadas em dezoito países latino-americanos desde os anos 1990 a 2018, para estimar o efeito de mandatos de posição sobre a representação feminina. Não há melhor laboratório para analisar esse efeito do que a América Latina, região pioneira e com alta frequência de cotas legislativas (FUNK; HINOJOSA; PISCOPO; 2017; KROOK, 2009; PISCOPO, 2015). O achado desta pesquisa gera prognósticos mais otimistas para o funcionamento das cotas em contextos institucionais diversos e sugere que a sub-representação feminina nos parlamentos é resultado da ausência de mecanismos nas próprias leis de cotas, que causam desigualdade de condições para a competição política.

Tipo de listas e mandatos de posição

A forma como os eleitores manifestam suas preferências no dia da eleição varia significativamente de país para país. Dentre os fatores externos que condicionam suas decisões, um particularmente importante em sistemas de lista aberta é a estrutura da cédula eleitoral. A cédula pode apresentar partidos, nomes, números, fotos ou apenas espaços em branco. A crença de que o posicionamento dos candidatos na cédula eleitoral afeta suas chances de serem eleitos remonta a pelo menos o início do século XX (KROSNICK; MILLER;

5 TICHY, 2004), quando pouquíssimos países podiam ser considerados democráticos e a Ciência Política ainda engatinhava. Se o ordenamento das informações na cédula eleitoral não é regulado com base em algum critério de justiça e equidade ou não prevê a aplicação de sanções, os partidos colocarão aqueles candidatos menos competitivos, em geral as mulheres, nas últimas posições nas listas, como relatado no México (FREIDENBERG; GARCÍA, 2017). Em contrapartida, quando há critérios estabelecidos, candidatos e partidos se esforçarão para se colocarem em boas posições nas listas apresentadas aos eleitores.

As tentativas de regulação do ordenamento das candidaturas nas cédulas eleitorais são comuns e análises de suas consequências demonstram que o posicionamento dos candidatos realmente importa, conforme já enunciado. Ao analisar eleições de três estados americanos onde o posicionamento dos candidatos variou aleatoriamente entre os distritos, Krosnick, Miller e Tichy (2004) demonstraram que, no ano de 2000, a ordem de nomes afetou significantemente os resultados em mais de 20% das disputas com apenas dois candidatos, e que 37% dos concorrentes em disputas com mais de dois candidatos tiveram a votação afetada devido a suas posições nas cédulas. Efeitos da ordem de nomes sobre as chances de eleição foram encontrados em países tão distintos quanto a Coréia (SONG, 2019), Dinamarca (BLOM-HANSEN et al., 2016) e Polônia (MARCINKIEVICZ, 2014). Estes efeitos ocorrem porque os eleitores tendem a votar nos primeiros nomes das listas, principalmente quando são menos informados, têm dúvidas, possuem menos habilidades cognitivas e gastam menos tempo para avaliar os candidatos (KIM; KROSNICK; CASASANTO, 2015).

As consequências destes achados para o debate sobre a eficácia das cotas de gênero são significativas. Quando não há mandatos de posição, os partidos tendem a cumprir as cotas de gênero posicionando candidatas mulheres nas posições inferiores de suas listas (PISCOPO, 2015). Isso dificulta o acesso destas candidatas ao parlamento por conta de um efeito mecânico, quando a lista é fechada, e psicológico, quando a lista é aberta. Se, por um lado, as candidatas precisam superar importantes barreiras culturais para progredirem em suas carreiras políticas e receberem a nomeação e os recursos do partido. No que diz respeito ao voto, as evidências nem sempre sugerem que as candidaturas de mulheres sejam preteridas às masculinas por razões de gênero. Alguns estudos recentes mostram que, mantendo-se tudo o mais constante, os eleitores preferem candidatas mulheres a candidatos homens no Brasil (AGUILAR; CUNOW; DESPOSATO, 2015), Canadá (BLACK; ERICKSON, 2003) e EUA (SMITH; FOX, 2001). A média de eleitores latino-americanos que discordam da afirmação de que homens são melhores líderes que mulheres está entre as mais altas do mundo, muito próxima da dos países escandinavos e anglo-saxões (INGLEHART; NORRIS, 2003). Portanto, podemos dizer que a baixa eficácia das leis de cotas de alguns países para aumentar a representação feminina no legislativo pode estar associada à forma como as

6 candidatas mulheres são apresentadas aos eleitores nas cédulas eleitorais - isso sem considerar outros fatores culturais que podem ser relevantes.

O efeito mecânico da lista fechada com mandatos de posição sobre a representação feminina tem alta relevância. Na América Latina, quatro países de lista fechada adotam a paridade (cotas de 50%) e mandatos de posição: Bolívia, Costa Rica, México e Nicarágua. Em todos eles a representação feminina alcançada nas últimas eleições legislativas foi superior a 45% e todos figuram entre as quinze maiores representações femininas do mundo em uma lista de 192 países divulgada pelo site da Inter-Parliamentary Union (agosto de 2020). O efeito psicológico de mandatos de posição em listas abertas pode ser também muito forte, embora a literatura muitas vezes negligencie essa possibilidade. O argumento predominante na literatura é o de que o sistema proporcional de lista fechada tem mais sucesso na eleição de mulheres, porque o ordenamento dos candidatos é determinado antes das eleições (KROOK, 2009; HTUN, 2002; HTUN; JONES; 2002). O caso dos estudos de Htun e Jones (2002) sugere que as listas fechadas são necessárias para o funcionamento das cotas, porque a competição interpartidária, nativa das listas abertas, funciona como desvantagem para as mulheres. Por outro lado, alguns autores argumentam que as cotas podem funcionar na lista aberta, mas condicionada a algumas circunstâncias (MATLAND, 2006). Jones (2009) demonstrou que as cotas de gênero eram capazes de promover o acesso de mulheres às legislaturas latino-americanas mesmo quando a lista é aberta, mas sugere que os mandatos de posição em listas abertas são inoperantes, pois a organização das listas não afetaria a escolha dos eleitores (JONES, 2009). Já Schmidt (2009), descobriu que mandatos de posição eram a única variável institucional significantemente associada à representação feminina numa amostra de todos os 103 países que adotam o sistema de representação proporcional. Embora os modelos tenham sido controlados pela lista, o autor não analisou possíveis diferenças na sua intensidade em listas abertas e fechadas, como demonstraremos a seguir em nossa análise estatística. Finalmente, Jankowski e Marcinkiewicz (2017) analisaram a influência do posicionamento das mulheres nas listas sobre suas taxas de sucesso eleitoral na Polônia, um país onde cotas de 35% são aplicadas em listas abertas sem mandatos de posição, e descobriram que as mulheres mais bem posicionadas nas listas tinham maiores chances de serem eleitas. Esse efeito é resultado da propensão dos eleitores para escolherem os primeiros nomes das listas, principalmente quando não estão bem informados sobre os candidatos. Essa tendência já foi bem demonstrada pela literatura (GRANT, 2017; KROSNICK; MILLER; TICHY, 2004; UPTON; BROOK, 1974).

Há, no entanto, uma segunda explicação menos óbvia que também tende a afetar os eleitores menos informados. Para decidirem seus votos com um mínimo de racionalidade, estes eleitores costumam buscar atalhos informacionais. A literatura sobre a importância

7 destes atalhos é extensa e demonstra a importância de sinais tão diversos quanto o partido (RAHN, 1993), a raça (MCDERMOTT, 1998), a atratividade (BANDUCCI et al., 2008), a profissão (MCDERMOTT, 2005) e, o gênero (MCDERMOTT, 1997) dos candidatos. O foco desta agenda de pesquisa normalmente recai sobre atributos individuais, mas também sugerem efeitos de um atalho informacional mais estrutural: o ordenamento das fotos dos candidatos nas cédulas eleitorais. Cédulas em que as mulheres estão sistematicamente bem posicionadas sinalizam que são valorizadas e competentes, induzindo os eleitores a votarem mais nelas. Por outro lado, as cédulas em que as mulheres ocupam sistematicamente as últimas posições sinalizam que são desvalorizadas, induzindo os eleitores a desprezar mesmo as mais bem posicionadas da lista. Para a maioria dos eleitores este é um raciocínio simples, pois cédulas com fotos permitem a rápida visualização da distribuição equilibrada ou desequilibrada de homens e mulheres. Isto, porém, não é possível no caso brasileiro, por exemplo, cuja votação é realizada por meio de urna eletrônica.

A ideia de que a presença de algumas mulheres em posições de poder estimula o voto em outras mulheres não é nova. Beaman e colegas (2009) demonstraram que quando cadeiras de conselhos locais indianos são reservadas para mulheres em uma eleição, os eleitores votam mais em mulheres nas eleições seguintes mesmo após o fim das cotas. Efeito similar foi encontrado por Shair-Rosenfield (2012) em eleições legislativas da Indonésia. Nestes casos, a mera ocupação de cargos legislativos por mulheres sinalizou a sua valorização e competência, induzindo os eleitores a votarem mais nelas. São esses fatores, por exemplo, que justificam paridade ser aplicada em duas modalidades: vertical e horizontal. A vertical institui a alternância intercalada entre homens e mulheres nas listas, tanto para cargos titulares quanto para suplências. Já a horizontal estabelece que, quando os partidos apresentem mais de uma lista por distrito eleitoral, deve ser equivalente a colocação de homens e mulheres na primeira posição das listas. As cotas, em geral, determinam o ordenamento vertical, que são os mandatos de posição; já os encabeçamentos de listas aparecem em leis de paridade. Essa distinção sinaliza simbolicamente a valorização de sua candidatura e competência para o trabalho legislativo e evidencia os objetivos distintos dos dois tipos de medidas, sendo que a paridade surge de um princípio democrático (PISCOPO, 2016).

Esses fatores podem explicar por que os mandatos de posição afetam a representação, independentemente do tipo de lista adotada nos países latino-americanos analisados. Isto é, os eleitores elegem tanto as mulheres em países que adotam a lista fechada e mandatos de posição quanto em países com sistemas proporcionais de lista aberta que adotam mandatos de posição. Na seção seguinte, analisamos a interação entre cotas e

8 os mandatos de posição e como isso afeta a representação feminina com base nos dados de eleições realizadas a partir de 1990 em dezoito países latino-americanos.

Análise dos dados: mandatos de posição e leis de cotas

Para demonstrar a importância de mandatos de posição para a eficácia das leis de cotas, construímos um banco de dados com informações eleitorais de dezoito países latino-americanos entre 1990 e 2018.2 _{Foram incluídas as 140 eleições legislativas realizadas no}

período3_{, sendo elas as nossas unidades de análise. A maioria das informações foram}

extraídas do banco IPU PARLINE4_{, sites das Câmaras ou jornais locais. A nossa variável}

dependente é a representação feminina. Para chegarmos a ela, dividimos o número de candidatas eleitas pelo total de cadeiras em disputa em cada legislatura. A Figura 1 mostra a proporção média de mulheres eleitas em seis períodos de quatro anos e um período de cinco anos cada, abrangendo o período de 1990 a 2018.

A primeira tendência revelada pelos dados é um aumento gradual da representação feminina ao longo do tempo. Os dois primeiros quadriênios representam o período em que as cotas eram aplicadas apenas por três países: Argentina, em 1993, e Bolívia e Panamá, a partir de 1997. Neste período as cotas começavam a ser aprovadas, porém sem ainda serem aplicadas às eleições. Foi a partir de 1998 que tivemos as primeiras eleições realizadas com cotas em vigor (terceiro quadriênio). Podemos notar que houve um aumento expressivo na representação feminina após 2002 e nos anos subsequentes (do quarto ao sexto quadriênio), quando a maior parte dos países já utilizavam cotas em suas eleições. Com a aprovação de legislações de cotas em países que antes não as adotavam e com a reforma da legislação para a paridade de gênero em outros países, dezesseis das dezoito legislaturas latino-americanas haviam sido eleitas sob influência de uma lei de cotas entre o período de 2014 e 2018. Isto fez com que a representação feminina aumentasse entre o período de 2014 a 2018 (último quadriênio).

Os dados ainda revelam fortes contrastes entre os países, sugerindo que a eficácia de suas respectivas leis de cotas varia. No final de 2018, a representação feminina no Brasil, Colômbia, Paraguai e Uruguai (respectivamente, 15%, 15%, 15%, 16%) era similar à dos

2 _{São eles: Argentina, Bolívia, Brasil, Chile, Colômbia, Costa Rica, Equador, El Salvador, Guatemala,}

Honduras México, Nicarágua, Panamá, Paraguai, Peru, República Dominicana, Uruguai e Venezuela.

3 _{Foram realizadas 141 eleições durante o período. Porém, não há informações para a eleição}

colombiana de 1990. Desta forma, optamos por excluí-la da amostra e trabalhamos com um banco composto por 140 observações.

4 _{Informações sobre quatorze eleições (10% do total) não estavam disponíveis nesse banco de dados.}

Esses dados foram encontrados outras fontes primárias, que foram: o site da Dirección Nacional Electoral da Argentina; Órgano Electoral Plurinacional da Bolívia; Tribunal Supremo Electoral da Guatemala; Instituto Nacional Electoral do México; e fontes secundárias, como o jornal colombiano El Tiempo e dois estudos, um sobre eleição a realizada na República Dominicana e outro sobre o Equador.

9 únicos dois países sem cotas (cerca de 14% na Guatemala e Venezuela), enquanto países como Bolívia (53%), México (48%) e Costa Rica e Nicarágua (46%) alcançavam porcentagens bem maiores.

Figura 1 – Proporção média de mulheres eleitas na América Latina

Identificamos que algumas das características das leis de cotas e dos sistemas eleitorais podem estar associadas à variação da representação feminina entre os países e ao longo do tempo. Para estimar a influência destas características, construímos seis variáveis independentes. A maioria das informações foi coletada de duas fontes: o Gender Quotas Database, mantida pelo International Institute for Democracy and Electoral Assistance (IDEA), e o Proyecto de Reformas Políticas en América Latina, mantido pela Organização dos Estados Americanos (OEA). Para os poucos casos com informações incompletas ou ambíguas, consultamos a legislação eleitoral vigente durante a eleição ou em fontes secundárias. A primeira variável independente é a cota, isto é, a proporção de candidaturas femininas que devem constar nas listas partidárias. Como os países inicialmente não adotavam cotas, eles foram codificados como zero, assim como os países que não adotam cotas atualmente, Guatemala e Venezuela5_.

5 _{No caso da Venezuela, é importante notar que uma cota esteve em vigor nas eleições de 1998, porém}

ela foi revogada logo após aquele pleito. Há uma resolução do Consejo Nacional Electoral (n. 150625-147) que estabelece a “participação paritária” (de no mínimo 40%) nas eleições 2015, porém não há nenhuma legislação que regulamente tal decisão. Para as eleições daquele ano, as listas partidárias já

0. 0 0. 1 0. 2 0. 3 0. 4

Ano

10 A segunda variável é a razão entre a quantidade de mulheres e de homens que devem se alternar nas listas partidárias em países que adotam mandatos de posição. Por exemplo, se a razão é 1:1, a variável é igual a um, isto é, deve ser alternado o nome de uma mulher a cada homem colocado na lista; se 1:2, uma mulher a cada dois homens, é igual a 0,5; se 1:3, é igual a 0,3 e assim por diante. Países sem cotas ou que não adotam mandatos de posição foram codificados com o valor zero. No entanto, é preciso ter em conta que essa variável pode subestimar os efeitos da razão de alternância, uma vez que em alguns países as leis permitem que os partidos apliquem a paridade para a eleição primária, em substituição à eleição geral, o que leva a diminuir o efeito dos mandatos de posição.

A terceira variável é binária e se refere a sanções, isto é, indica se a lei de cotas prevê a rejeição das listas que não cumprem o percentual mínimo de candidatas mulheres. Quando não há punição prevista ou quando a punição é pecuniária, o incentivo para que os partidos cumpram a lei será muito menor. A quarta variável é o log do número de anos transcorridos desde a aprovação da primeira lei de cotas em eleições legislativas. Quanto mais antiga for a lei, mais tempo terão tido os partidos e eleitores para se adaptar e valorizar as candidaturas femininas. Optamos por transformar o número de anos em log, pois é mais provável que a curva de adaptação e aprendizado dos atores políticos ao longo do tempo seja convexa, não linear. Assim, quanto mais tempo passa, menos impacto um ano adicional deve ter na valorização de candidaturas femininas pelos partidos e pelo eleitorado.

Há mais duas variáveis independentes que se referem a características dos sistemas eleitorais: a fórmula eleitoral e a magnitude média dos distritos. Todos os países da amostra adotam a representação proporcional para eleger todos (catorze países) ou uma parte (quatro países) de seus legisladores. Foram classificadas como listas fechadas apenas as bloqueadas e não opcionais, isto é, apenas aquelas em que o eleitor é incapaz de alterar a ordem estabelecida pelos partidos e em que os partidos não podem apresentar outros tipos de listas. A variável “Lista Fechada” é binária e indica se as listas apresentadas pelos partidos nas eleições legislativas são fechadas (lista = 1) ou abertas (lista = 0). Por fim, a variável “Magnitude Média dos Distritos” é o número de cadeiras em disputa dividido pelo número de distritos eleitorais.

A Tabela 1 apresenta informações descritivas para os dezoito países latino-americanos da amostra, referentes ao ano de 2018. Em todos eles, muitas mudanças ocorreram ao longo do período de análise, principalmente em relação às suas respectivas leis de cotas, que foram objeto de inúmeras reformas a partir de sua implementação.

haviam sido compostas, então, a paridade não vigorou. Por esses motivos, consideramos a Venezuela como uma país sem cotas em vigor.

11 Tabela 1 – Sistema Eleitoral, Cotas e Representação Feminina em 2018

País Ano da Lei

de Cotas Cota Razão de Alternância Lista Representação Feminina Argentina 1991 30% 1:2 Fechada 38% Bolívia 1997 50% 1:1 Fechada 53% Brasil 1997 30% NA Aberta 15% Chile 2015 40% NA Aberta 23% Colômbia 2011 30% NA Aberta 15%

Costa Rica 1996 50% 1:1 Fechada 46%

Equador 1997 50% 1:1 Aberta 38% El Salvador 2013 30% NA Aberta 32% Guatemala NA 0% NA Fechada 14% Honduras 2000 50% 1:1 Aberta 21% México 2002 50% 1:1 Fechada 48% Nicarágua 2010 50% 1:1 Fechada 46% Panamá 1997 50% NA Aberta 19% Paraguai 1996 20% 1:4 Fechada 15% Peru 1997 30% NA Aberta 28%

Rep. Dominicana 1997 33% 1:1 Aberta 27%

Uruguai 2009 33% 1:2 Fechada 16%

Venezuela NA 0% NA Fechada 14%

O dado que chama mais a atenção é a cota. Em alguns países latino-americanos o percentual permaneceu constante desde a primeira eleição em que a lei foi aplicada, como no Brasil e El Salvador, que adotam cotas de 30%; Paraguai, o único que adota uma cota de 20%; e Peru e República Dominicana, que realizaram somente uma eleição com uma cota 25% em vigor, posteriormente uma cota com percentual maior passou a vigorar, 30% e 33% respectivamente. Os países que atualmente adotam paridade (50%) podem ser divididos em dois grupos: o primeiro com aqueles nos quais o percentual veio crescendo gradualmente, como no Equador, que incrementou a lei em 5% a cada eleição até alcançar a paridade (50%) em 2013; e México e Honduras, onde a lei foi incrementada em 10% a cada eleição, até a paridade nas eleições de 2015 e 2017, respectivamente. O segundo grupo é formado pelos países que substituíram uma cota pela paridade de gênero: Bolívia e Panamá adotavam uma cota de 30% e Costa Rica adotava uma de 40%, sendo substituídas pela paridade nas eleições de 2014. Já a Nicarágua é o único país no qual a paridade foi aplicada sem que antes houvesse uma cota em vigor, em 20166_{. Há ainda aqueles países que adotaram uma cota}

6 _{Ainda há outros países que aprovaram leis de paridade, porém nessa análise não foram consideradas}

as eleições posteriores a 2018. Portanto, não captamos a primeira eleição realizada na Argentina com paridade em vigor, em 2019. No Peru a paridade seria implementada progressivamente a partir de 2021, isto é, a cada eleição seria incrementado 5% na lei, até que em 2031 chegar-se-ia a 50%, com a aplicação de mandatos de posição. Porém, uma nova legislação foi aprovada em 2020, substituindo a

12 tardiamente - em vigor há apenas uma legislatura - e em proporções distintas: Colômbia utilizou uma cota de 30% e o Uruguai de 33%, ambos em 2014; já Chile aplicou uma cota de 40% em 2017.

Como já argumentamos, o efeito da cota sobre a representação feminina pode ser condicionado pelo tipo de lista e pela razão de alternância de gênero do mandato de posição. Enquanto a lista fechada reduz consideravelmente a capacidade do eleitor de definir pelo seu voto o gênero de seus representantes, na lista aberta esta capacidade poderia ser forte o suficiente para neutralizar a eficácia da cota, conforme apontam os estudos anteriores. Em países que utilizam a lista fechada, os partidos podem ampliar o acesso de mulheres à legislatura colocando-as no topo de suas listas - como na paridade horizontal - ; naqueles que utilizam a lista aberta, o acesso das mulheres depende de sua popularidade com o eleitorado e, portanto, do investimento financeiro e informacional que recebem de seus partidos para realizar as campanhas.

Modelos OLS: a importância dos mandatos de posição

Para este trabalho, estimamos três modelos de regressão por mínimos quadrados ordinários (OLS) para verificar os efeitos das variáveis independentes na representação feminina latino-americana, nossa variável explicativa.

Considerando os fatores mencionados na seção anterior, incluímos nos modelos uma interação entre “Cota” e “Lista Fechada” (Modelo 2) a fim de verificar se a eficácia da cota varia em função lista. Além disso, é também possível que o efeito da cota dependa da razão de alternância de gênero nas listas, ainda que sejam abertas. Se a razão de alternância é obrigatória na lista fechada, o sistema eleitoral promove o acesso de mulheres ao legislativo de forma automática, pois retira dos partidos e eleitores qualquer capacidade de definir a composição de gênero da casa legislativa. Nestes casos, a representação feminina na legislatura tende a traduzir a razão de alternância de gênero imposta às listas – como na paridade vertical. Quando a lista é aberta, a razão de alternância pode ter um efeito psicológico na decisão do eleitor. Ao visualizar candidatos de ambos os gêneros alternados nas cédulas eleitorais, o eleitor pode ser induzido a votar mais em mulheres do que o faria se as listas não obedecessem a um mandato de posição. Este efeito pode ser particularmente importante nos países onde o voto é múltiplo, isto é, onde o eleitor pode votar em mais de um candidato. Por isso, também incluímos nos modelos uma interação entre “Cota” e “Razão de Alternância” (Modelo 1), bem como uma interação tripla entre “Cota”, “Razão de Alternância”

legislação anterior, que determina a aplicação da paridade e do mandato de posição já nas próximas eleições nacionais de 2021.

13 e “Lista Fechada” (Modelo 3). A Tabela 2 apresenta resultados de três modelos de regressão linear com interações entre as variáveis independentes.

Tabela 2 – Modelos OLS: representação feminina (% de cadeiras)

Modelo 1 Modelo 2 Modelo 3

Variável b p B p b p

Cota 0,12 0,08 0,05 0,50 0,00 0,97

Razão de Alternância -0,31 0,00 0,02 0,34 -0,39 0,00

Rejeição de Listas 0,00 0,78 -0,03 0,13 0,00 0,76

Log da Idade da Lei de Cotas 0,11 0,00 0,12 0,00 0,11 0,00

Lista Fechada -0,03 0,08 -0,06 0,01 -0,09 0,00

Magnitude Média dos Distritos 0,00 0,90 0,00 0,83 0,00 0,55

Cota x Razão de Alternância 0,78 0,00 0,86 0,01

Cota x Lista Fechada 0,22 0,00 0,16 0,08

Razão de Alternância x Lista

Fechada 0,15 0,39

Cota x Razão de Alt. x Lista Fechada -0,17 0,64

Constante 0,23 0,00 0,19 0,00 0,25 0,00

Efeitos Fixos (Países) Sim Sim Sim

R2 _{Ajustado 0,79 0,78 0,80}

N 140 140 140

Obs. Todos os modelos foram estimados com efeitos fixos para países.

Destacamos quatro resultados mais gerais e em seguida exploraremos cada modelo. Em primeiro lugar, os modelos mostram consistentemente que a previsão legal de rejeição das listas e a magnitude média dos distritos têm um efeito muito pequeno e estatisticamente insignificante na representação feminina. Em segundo lugar, todos os modelos mostram que, como previsto, a idade da lei de cotas está associada à sua eficácia. Isto indica que a capacidade da lei de promover a valorização de candidaturas femininas entre os partidos e eleitores cresce ao longo do tempo. Note também que o coeficiente de determinação R2

ajustado é sempre muito alto, demonstrando a importância das leis de cotas e das regras eleitorais para estimular a representação feminina nas legislaturas latino-americanas. Finalmente, todos os modelos sugerem que a eficácia da cota é condicionada pela razão de alternância do mandato de posição e pelo tipo de lista.

O Modelo 1 mostra que o efeito da cota sobre a representação feminina se fortalece muito com o aumento da razão de alternância, mesmo controlando pelo tipo de lista. O coeficiente da variável “Cota” indica que quando não há mandato de posição nas listas, um ponto percentual de cota gera 0,12 ponto percentual a mais de representação feminina. Este efeito sobe para 0,51 quando a razão de alternância é 1:2. Já quando a razão de alternância é de 1:1, o efeito chega a 0,90. Isso indica que a representação feminina sobe para 0,90 a

14 cada ponto percentual de cota quando é adotada a alternância intercalada de homens e mulheres. Todos estes efeitos são estatisticamente significantes e podem ser verificados na Tabela 3.

Tabela 3 – Efeito marginal médio das cotas

Modelo 1 Modelo 2 Efeito p Efeito p Razão = 0 0,12 0,08 Razão = 1:2 0,51 0,00 Razão = 1:1 0,90 0,00 Lista Aberta 0,05 0,50 Lista Fechada 0,28 0,00

O segundo modelo estima o efeito da interação entre “Cota” e “Lista Fechada”, controlando pela “Razão de Alternância” e outras variáveis anteriormente mencionadas. Os resultados podem ser visualizados nas duas tabelas acima. Neste caso, a cota não tem efeito estatisticamente significante sobre a representação feminina quando a lista é aberta. Isso se deve ao fato de - após a formação da lista e de sua apresentação nas urnas - o eleitorado manter considerável controle sobre quais candidatos acessarão o congresso e de ser impossível estabelecer um mecanismo automático para transformar candidaturas em representação feminina de fato. A desvalorização de candidatas mulheres pelos partidos e pelo eleitorado neutraliza completamente o efeito esperado da cota. Já em países que adotam a lista fechada, um ponto percentual a mais de cota tende a gerar 0,28 ponto percentual a mais de representação feminina. Isto é, num país onde a lista é fechada, se uma cota de gênero fosse adotada pela primeira vez no valor de 50%, poderíamos esperar um crescimento de 14 pontos percentuais de mulheres na legislatura. Na Bolívia, por exemplo, a representação feminina passou de 22% para 53% na primeira eleição com paridade em vigor. Isto provavelmente se deve ao fato de os partidos, mais do que os eleitores, serem induzidos a valorizar candidaturas femininas quando cotas de gênero são previstas por lei, inclusive por conta das possíveis punições, como o não registro das listas ou pela aplicação de sanções financeiras, em caso de descumprimento. Com a lista fechada, os eleitores perdem controle sobre quem acessará o Legislativo, pois isso passa a ser definido pelo ordenamento de candidaturas estabelecido por cada partido.

No Modelo 3, foi incluída uma interação de três vias com as variáveis “Cota”, “Razão de Alternância” e “Lista Fechada”, a fim de verificarmos se o efeito da razão de alternância sobre a eficácia da cota varia entre os tipos de lista. Os efeitos previstos pelo modelo 3 podem ser visualizados na Figura 2. Note que quando a lista é fechada (Lista = 1), a cota sempre impacta positivamente a representação feminina. Em países de lista fechada e sem mandato

15 de posição (razão = 0), um ponto percentual a mais de cota geraria 0,15 ponto percentual a mais de representação feminina. Este impacto aumenta consideravelmente quando há mandatos de posição, sendo expressivo quando a razão é igual ou superior a 1:2. Se um mandato de posição é adotado na razão de 1:2, o modelo prevê que um ponto percentual a mais de cota geraria 0,50 ponto percentual a mais na representação feminina. Esse efeito é ainda mais alto quando a razão é de 1:1, que prevê que um ponto percentual a mais de cota geraria 0,84 ponto percentual a mais de representação de mulheres nas casas legislativas. É um efeito muito forte que pode sinalizar a desvalorização de candidaturas femininas pelos partidos quando estes não são obrigados a ranqueá-las em posições competitivas em suas listas, o que reduz drasticamente suas chances de eleição. A representação feminina é atualmente superior a 45% nos quatro países que adotam a combinação entre lista fechada e mandatos de posição na razão 1:1, que são Bolívia, Costa Rica, Equador e Nicarágua.

Figura 2 – Efeitos marginais médios da cota de gênero (modelo 3)

O principal achado de nossa análise refere-se à eficácia das cotas em países que adotam a lista aberta. O modelo revela que o mandato de posição se associa à eficácia das cotas nesses países. A explicação parece ser o efeito psicológico causado pelo esquema de alternativas colocado à frente do eleitor na cabine de votação, pois a chance de o eleitor votar em uma candidata mulher aumenta quando ele visualiza candidatos homens e mulheres

LISTA = 1.00 LISTA = 0.00 0.0 0.5 1.0 RAZAO = 1.00 RAZAO = 0.50 RAZAO = 0.00 RAZAO = 1.00 RAZAO = 0.50 RAZAO = 0.00

16 alternados em sua cédula eleitoral. Note que o efeito da cota é nulo e estatisticamente insignificante em países que não adotam mandatos de posição. É esperado que, nestes países, a representação feminina seja semelhante à de países sem cotas. Por outro lado, um ponto percentual de cota eleva a representação feminina em 0,43 ponto percentual quando homens e mulheres se alternam nas listas na razão de 1:2; e 0,86 ponto percentual quando homens e mulheres se alternam nas listas na razão de 1:1.

Portanto, esses modelos sugerem dois resultados bastante significativos. O primeiro é de que a alternância de gênero tem o efeito de promover cinco vezes mais a inclusão de mulheres nos parlamentos do que em países que não adotam mandatos de posição. O segundo é de que a alternância de gênero na razão de 1:1 promove a inclusão de mulheres no parlamento, mesmo em sistemas que adotam a lista aberta. Enquanto na lista fechada opera um efeito mecânico, resultante da fórmula eleitoral. Na lista aberta, padrões de comportamento afetam os resultados eleitorais. Neste caso, é transferido ao eleitor todo o poder de decisão sobre quem terá acesso ao parlamento, então esse efeito ocorre mesmo na ausência de qualquer mecanismo que garanta automaticamente a eficácia da cota. Isto é, a obrigação de os partidos respeitarem a cota e a razão de alternância não necessariamente garantiria o acesso de candidatas mulheres aos cargos, a não ser que estas fossem referendadas pelo voto popular.

Conclusões

Este artigo busca entender a sistemática sub-representação de mulheres nas câmaras legislativas e a eficácia das leis de cotas para apresentar soluções para esta situação. De maneira mais ampla, os resultados evidenciam que a sub-representação resulta de assimetrias na competição política. A eficácia de mandatos de posição em sistemas de lista fechada é comumente reconhecida, assim como já foi demonstrado que cotas de gênero podem funcionar em listas abertas. Este artigo é complementar a esses achados. O mérito está em estimar como tipos de lista e mandatos de posição interagem para fortalecer a eficácia de cotas de gênero e, também, identificar a média dos efeitos marginais de mandatos de posição nos dois tipos de listas. Assim, encontramos intensidades similares para os dois tipos de lista quando a razão de alternância é de 1:1.

Ainda sugerimos que a psicologia do voto em sistemas de lista aberta se processa de forma distinta comparativamente a sistemas de lista fechada. Enquanto na lista fechada o eleitor desconta todas as características individuais dos candidatos, inclusive o gênero, e pesa mais as plataformas partidárias na hora de decidir o seu voto. As mulheres acessarão o Legislativo apenas se seus partidos as posicionarem de maneira alternada nas listas. Por isso, a adoção de mandatos de posição nestes sistemas é um instrumento relevante para promover

17 a representação feminina. Isto se deve a um efeito mecânico da fórmula eleitoral, com reduzida capacidade de interferência de partidos e eleitores. Por outro lado, quando a lista é aberta, cabe ao eleitor definir quem serão os seus representantes. Nestes casos é esperado que o eleitor dê mais peso às características individuais dos candidatos para decidir em quem votar. Se mandatos de posição são implementados em listas abertas, as mulheres passam a estar mais bem posicionadas nas listas. Com isso elas desfrutarão das mesmas vantagens que qualquer candidato teria nas mesmas condições, em função apenas de padrões comportamentais do eleitorado. Porém, é preciso considerar que as regras variam muito em cada tipo de lista, entre as quais o tipo de votação e a apresentação da cédula eleitoral. Embora não tenha sido mensurado neste trabalho, acreditamos que essas distinções podem ter efeitos consideráveis sobre a eleição de mulheres.

Nossos resultados trazem elementos importantes para o debate sobre a eficácia das cotas de gênero. Por um lado, esses resultados reforçam a capacidade de as cotas funcionarem em contextos institucionais distintos. Esse é um importante achado, uma vez que é comumente difundido na literatura que as cotas funcionam melhor em listas fechadas. O artigo demonstra que os mandatos de posição têm o efeito de promover expressivamente a inclusão de mulheres nos parlamentos, aumentando a eficácia das cotas de gênero independentemente de os eleitores reterem ou não o poder final de escolher seus representantes individuais. Como mostramos, os efeitos de mandatos de posição podem ser tão fortes na lista aberta quanto na lista fechada. Isso implica também na ineficácia da adoção de cotas - mesmo em porcentagens como 50% - quando não são acompanhadas por mandatos de posição em países que adotam a lista aberta, como é o caso de Brasil e Colômbia; e entre os países que adotam a lista fechada, como Paraguai e Uruguai. Considerando os resultados enunciados, destacamos algumas consequências importantes para representação política de mulheres. Conforme observamos nos países que adotam cotas desde o final dos anos 1990, a implementação de uma cota é um compromisso duradouro e deve ser acompanhada por incrementos na legislação, para que possa incidir sobre a representação feminina. Assim, se a cota for adotada durante um período limitado - apenas para algumas eleições -, como determina a lei chilena e hondurenha, por exemplo, os prognósticos são de que a sub-representação de mulheres possivelmente não será solucionada. Uma melhor formulação da legislação inclui a utilização de mandatos de posição verticais e horizontais, isto é, para a alternância nas listas e para os seus encabeçamentos (primeiras colocações); a aplicação das cotas nas fórmulas completas, para titulares e suplentes; e a utilização das cotas para composição das listas na eleição geral, não apenas nas primárias. Em conjunto, esses elementos valorizam as candidaturas femininas perante o eleitorado, o que pode proporcionar a eleição de mais mulheres.

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