CC BY-NC-ND
53
Согласованность коллективных действий в поведении российских избирателей
Бородин А.Д,
Работа посвящена анализу влияния групповых норм на поведение избирателей на выборах в Государственную Думу РФ 1995-2003 гг. Известно, что многие считают голосование гражданским долгом, принимая участие в выборах или бойкотируя их не потому, что желают повлиять на исход, а стремясь соответствовать принятым в обществе нормам поведения. Недавние исследования [2] позволяют предположить, что такой конформизм может распространиться и на принятие решения о том, за кого голосовать, что может привести к значительным искажениям результатов голосования по сравнению с истинными предпочтениями избирателей. Существование такого эффекта порождает определенную взаимосвязь между уровнем явки и распределением голосов между партиями, не укладывающуюся в рамки традиционной теории рационального выбора. Моделирование этой взаимосвязи с использованием результатов российских парламентских выборов не позволяет отвергнуть гипотезу о значимом влиянии эффекта конформизма на итоги выборов.
Введение
В демократическом обществе всеобщие прямые голосования, в которых имеют право участвовать все его члены, способные принимать самостоятельные решения, играют немаловажную роль. При этом предполагается, что все эти люди способны сделать осмысленный выбор, т.е. сопоставить предлагаемые альтернативы и отдать свой голос за максимально удовлетворяющий их интересам вариант или человека, в наилучшей степени способного эти интересы защищать. Однако в достаточно крупных сообществах «издержки», связанные с голосованием, зачастую превышают выгоду, которую человеку принесет, по его мнению, его дополнительный голос за лучшую для него альтернативу. Поэтому во многих странах «ценность» голосования усиливается моральными императивами - это считается «гражданским долгом», увязывается с понятием патриотизма, принадлежностью к той или иной социальной группе и т.п. Кроме того, решение о принятии участия в выборах, даже будучи иногда нерациональным, потенциально
Автор благодарен Фонду «Российский общественно-политический центр» за помощь в создании базы данных о результатах выборов, а также Ф.Т. Алескерову за постановку проблемы и полезные замечания.
Бородин А.Д. - аспирант ГУ ВШЭ.
Статья поступила в Редакцию в октябре 2004 г.
также может приниматься в результате стремления соответствовать общепринятым нормам - так, в соответствии с принципом социального одобрения (principle of social proof) Кальдини [1] многие люди считают тот или иной поступок правильным, если так делают многие вокруг; если многие совершают какое-либо действие, «глядя на них» некоторые начнут делать то же самое (т.е. действие не из чувства долга, а из страха общественного порицания).
В этой работе тестируется модель, увязывающая принятие коллективом избирателей решений об участии в выборах и о том, за кого голосовать. Результаты, основанные на предпосылке о том, что оба этих решения принимаются большинством избирателей на основе частотной информации, а не из соображений максимизации полезности каждой из предложенных альтернатив, проверяются на данных о выборах в Государственную Думу РФ 1995-2003 гг.
Конформизм в поведении избирателей
Одним из первых вопросов о том, что можно назвать эффектом согласованности коллективных действий (термин social conformity, далее переводимый как «конформизм» применительно к поведению избирателей) в политике в широком смысле заинтересовался Стефан Колман. В своей недавней работе [2] он, в частности, показал, что такой конформизм в вопросе об участии в выборах может экстраполироваться и на решение о том, за какую именно партию или кандидата голосовать. При этом, если эффект конформизма носит массовый характер, результаты выборов в целом перестают быть следствием осмысленного (в том виде, в котором об этом говорилось выше) выбора общества.
Наиболее ярким примером конформизма в политике является эффект присоединения к большинству (bandwagon effect) - когда избиратель голосует за кандидата/альтернативу с наивысшими шансами на победу или «переключается» на такого кандидата, если шансы на победу «его» кандидата изначально невелики (см., например: [8, 10]). Кроме этого эффекта на поведение избирателей оказывает влияние их непосредственное окружение. Так, в ряде работ обращалось внимание на то, что выбор голосующих часто обусловлен их самоидентификацией, например членством в партии или профсоюзе (организации, чья верхушка придерживается определенных (политических) взглядов и ждет того же от рядовых членов), мнением уважаемых коллег или друзей и т.п. При этом неочевидно, голосуют ли эти люди одинаково потому, что на самом деле имеют схожие интересы, или просто потому, что чувствительны к «коллективным» нормам. Некоторые исследования позволяют предположить последнее [6, 7].
Общество в целом заинтересовано в том, чтобы на всеобщих выборах все его взрослые члены, имеющие право голоса, этим правом воспользовались. Однако при этом, за редким исключением, не существует формальных санкций за нарушение этого обычая; потенциально наказанием может являться всеобщее неодобрение, а стимулом к участию - психологическое удовлетворение. Поэтому среди тех, кто приходит голосовать, обычно есть люди, на деле не разбирающиеся в политике или экономике, но просто считающие себя добропорядочными гражданами, исполняющими свой долг перед обществом. В некоторых случаях, если подобное отношение к выборам носит достаточно массовый характер, возможно возникновение своего рода эффекта переливания через край, когда такие кон-
формисты последовательно полагаются на то, что считают общепринятыми нормами, и при решении об участии в выборах, и при решении о том, за кого голосовать. Иными словами, приходя на выборы, эти люди, не тратя время на изучение платформы партии, голосуют в соответствии с тем, что считают нормой для людей своей социальной группы, или же просто голосуют за лидера, как бы выражая солидарность с мнением большинства.
Моделирование конформизма
Предположение о том, что существует значительная часть общества, подверженная влиянию групповых или общественных норм, порождает закономерный вопрос: как эти люди узнают, на сколько общепринята та или иная норма? Предпосылка модели состоит в том, что такие люди используют информацию о частоте поведенческих профилей, например, оценивают, многие ли из числа окружающих их людей идут голосовать, и на основании этой информации делают вывод о том, является ли голосование (или, наоборот, бойкот выборов) поступком, «принятым» в обществе, а приняв решение голосовать - так же оценивают, существует ли для их окружения явный фаворит, т.е. альтернатива, голосующие за которую встречаются «чаще» других. Такая предпосылка основана на выводах работ, посвященных психологии принятия решений, прежде всего, вышеупомянутом принципе Кальдини, и тезисе Гигеренцера [5] о том, что у людей в процессе эволюции выработалась способность принимать правильные решения на основе частотной информации.
Мера энтропии Шеннона использовалась в модели, так как в качестве индикатора конформизма фактически выступает предсказуемость поведения, в том смысле, что чем больше доля осознанно выбирающих какую-то альтернативу среди тех, на кого полагается при принятии решения избиратель-конформист, тем больше вероятность того, что последний выберет именно эту альтернативу. Другими словами, смысл меры энтропии - дать количественную оценку того, что расположенные к конформизму люди подумают о степени распространенности какого-то паттерна поведения (здесь используется термин «предсказуемость», в смысле вероятности того, что отдельный индивид будет действовать в соответствии с данной нормой) в обществе.
Интересно отметить, что кроме «сознательного» конформного поведения, о котором говорил еще Даунс [3], человек иногда вынужден прибегать к некоторым непроверенным ориентирам по чисто психологическим причинам. В своей работе, посвященной исследованию способностей человека к восприятию и обработке информации, Кеннет Норуич [11] показал, что психофизическая реакция человека на стимулы любого вида обратно пропорциональна энтропии этих стимулов. Кроме того, установлено [9], что аналитические способности любого человека, а не только конформиста, имеют предел в том, что касается выбора из многих альтернатив. Этот предел - приблизительно 3 на шкале энтропии - соответствует ситуации выбора из 7-9 равновероятных альтернатив (несколько больше в том случае, если вероятности некоторых исходов сравнительно меньше). В ситуации же с выборами в России избирателю приходится сталкиваться с потенциально «непере-вариваемым» набором альтернатив - ex-post мера энтропии голосований (рассчитанная по данным территориальных избирательных комиссий (ТИК)) в среднем в
1995 г. составляла 3,6, в 1999 г. - 2,74, в 2003 г. - 3,14. Вполне закономерно, что многие избиратели, даже изначально стремящиеся голосовать осмысленно, со временем осознают, какой это тяжкий труд, и начинают полагаться на понятную и более простую для восприятия частотную информацию - результаты предварительных опросов, мнение друзей или коллег, которые «разбираются», итоги прошлых выборов и т.п.
Использованный в работе показатель энтропии был выведен на основе аксиом, необходимых для измерения предсказуемости в случае нескольких возможных исходов при известной вероятности каждого из них [12]. Для набора из к исходов, каждому из которых соответствует вероятность ри мера энтропии Шэн-нона может быть рассчитана по формуле
к
Н(Р) = "X Р< 10§2 (Р< ) .
1=1
Энтропия обратно пропорциональна конформизму: чем менее «предсказуемо» поведение людей в обществе (т.е. когда нет явного фаворита или нормы), тем равномернее будут распределены в итоге голоса - и следовательно, больше энтропия; если же поведение более «предсказуемо» и если б ольшая часть общества ведет себя в соответствии с тем, что считается «мнением большинства», энтропия будет меньше.
Тест на распространенность конформного поведения
Если верно предположение о том, что избиратели-конформисты действуют последовательно, степень конформизма при принятии решений об участии в выборах и о выборе альтернатив будет одинакова, что подразумевает наличие значимой корреляции между двумя мерами энтропии - для явки (решение об участии) и собственно для выбора альтернативы. В модели, тестируемой в данной работе, это предположение формализуется введением строгой зависимости между двумя мерами:
Н(Р) = ^к • Н(Т),
где Н(Т)= - • log2(í) - (1-4) • 1°ё2(1-- мера энтропии явки ( - доля проголосовавших из числа имеющих право голоса);
к
Н(Р)= "X Р11о§2 (РI) - мера энтропии при выборе альтернатив;
1=1
к - количество альтернатив;
Р1 - частота той или иной альтернативы (доля голосов за нее на выборах)1).
1) Появление коэффициента log2fc обусловлено предположением о строгой пропорциональности между двумя мерами энтропии. Н(Р) может принимать значения от 0 до log2k (максимальное ее значение достигается в случае полностью равномерного распределения голосов: Н(Р) = к • (-(1/к) к^2(1/к)) = (-1) • к^2(к-1) = к^2к), а Н(Т) - от 0 до к£22 = 1. Таким образом, для того чтобы изменения на одной шкале строго соответствовали изменениям на другой, необходимо, чтобы ДН(Р)=к^к -ДН(Т).
Зависимость Н(Т) от явки, очевидно, нелинейна. Графически она имеет вид параболы - максимальное значение при £=0,5 и симметричное снижение до нуля при приближении явки к нулю или единице (см. рис. 1). Иными словами, неопределенность при принятии решения об участии в выборах будет наивысшей в случае, когда в среднем половина избирателей из окружения конформиста идет на выборы, в то время как другая половина воздерживается от голосования. В случае же явного преобладания какого-то одного поведенческого паттерна вероятность выбора доминирующей альтернативы возрастает, а энтропия, соответственно, снижается. При этом по построению Н(Р) также должна иметь вид параболы, вытягиваясь вверх по мере увеличения к.
Рис. 1. Мера энтропии Шеннона для ситуации выбора из двух альтернатив
В модели предполагается, что доля конформистов в обществе велика, и проверяется гипотеза о том, что «механизм» принятия решений об участии в выборах и о выборе альтернативы одинаков и основан исключительно на частотной информации. Таким образом, основные утверждения, проверяемые на реальных данных, таковы: при высоком уровне конформизма распределение голосов между партиями при прочих равных будет более ровным (а энтропия выше) там, где явка близка к 50%, т.е. в сообществах, где нет ярко выраженной нормы по поводу участия в выборах; в целом связь энтропии выборов и явки носит параболический характер.
Следует отметить, что существование такой взаимосвязи не согласуется с теорией поведения рационального избирателя. В частности, в рамках последней предполагается, что явка на выборы будет выше там, где острее конкуренция между партиями, так как при примерно равных долях голосов вероятность того, что дополнительный голос станет решающим при определении фаворита, выше. В рассматриваемой в данной работе модели, напротив, наивысшая явка соответствует ситуации с явным лидером, голосование за которого считается социально одобряемым действием.
Построение регрессий вида Н(Р)=ао +а^ + а2£2 позволяет оценить потенциально параболическую зависимость энтропии от явки и, в случае статистической значимости ее коэффициентов, получить оценку и доверительный интервал для
вершины параболы t*=-ai/(2a2). Такая форма регрессии обусловлена тем, что она наиболее полно позволяет проверить «нулевую» гипотезу об отсутствии конформизма (отсутствии взаимосвязи между явкой и мерой энтропии при принятии решения о том, за какую альтернативу отдать голос), т.е. рассмотреть весь комплекс альтернативных гипотез. Под комплексом гипотез понимается ряд вопросов, ответы на которые можно получить, интерпретируя результаты регрессионного анализа. Прежде всего, это проверка предположения о том, является ли зависимость параболической на самом деле. Если это так, близок ли экстремум (максимум?) параболы к 50-процентной явке? Если нет, является ли линейный тренд приемлемым представлением зависимости и каков наклон этого тренда? Соответствует ли он ожидаемому характеру взаимосвязи (во многих случаях явка во всех наблюдениях превышает 50%, так что фактически линейный тренд с отрицательным наклоном может аппроксимировать ожидаемую взаимосвязь лучше параболического)?
Для получения доверительных интервалов вершины параболы был использован метод percentile bootstrap [4]. Из исходного набора данных случайным образом выбирались наблюдения, так, чтобы сформировать новый набор, равный исходному по количеству наблюдений (в новом наборе, таким образом, некоторые наблюдения отсутствовали, а некоторые дублировались). Затем для нового набора строилась регрессия в исходной спецификации и рассчитывались координаты вершины параболы. Эта процедура повторялась по 1000 раз для каждого набора данных (за 1995, 1999 и 2003 гг.). Полученные координаты (значения явки в точке максимума параболы) упорядочивались по возрастанию. После отбрасывания 25 наибольших и наименьших значений получался 95-процентный доверительный интервал для вершины.
Данные
Стефан Колман [2] провел анализ результатов выборов вплоть до 1999 г. в странах Восточной Европы и показал, что поведение избирателей в этих странах почти полностью вписывается в эту модель. Это неудивительно, учитывая небольшой опыт демократических выборов и длительный период коммунистического режима, при котором конформизм считался нормой поведения2).
В данной работе эта модель проверяется с использованием данных о выборах в Государственную Думу РФ 1995-2003 гг. в разрезе ТИК. История демократии в России насчитывает всего полтора десятилетия, поэтому сформировать временные ряды для проверки модели конформного поведения не представляется возможным. По этой причине в качестве базы рассматривались дезагрегированные результаты трех выборов в Думу - эти данные позволяют получить достаточное количество наблюдений для построения регрессионной зависимости. Пр е-имущество такого анализа заключается в том, что он позволяет с максимально возможной точностью улавливать «локальные» проявления, так как эффект конформизма зачастую возникает, когда избиратель ориентируется на поведение людей из числа своего непосредственного окружения. Рассматривая каждую ТИК
2) Интересным является тот факт, что эта модель оказалась применима и к выборам в Америке, Канаде и некоторых западноевропейских странах.
как отдельную единицу анализа (каждая ТИК обрабатывает данные отдельного района, города или округа и предоставляет информацию в среднем о 20-25 тыс. избирательных бюллетеней), мы имеем дело с максимально внутренне-однородными и независимыми друг от друга сообществами.
Впоследствии анализ может быть дополнен результатами региональных выборов, что позволит также оценить степень подверженности конформному голосованию отдельных субъектов Федерации. Это, в частности, поможет добиться большей эффективности (государственных) программ, нацеленных на повышение политической осведомленности населения, так как позволит концентрировать внимание на наиболее проблемных с этой точки зрения регионах.
Результаты
Результаты анализа (табл. 1) в целом подтверждают гипотезу о значимой роли конформного поведения во всех трех голосованиях. При этом во всех случаях линейный тренд с отрицательным наклоном значительно уступал квадратичному по качеству аппроксимации. Все коэффициенты в уравнениях регрессии значимы на уровне значимости в 1%, а 95-процентные доверительные интервалы для вершины параболы (т.е. оценки уровня явки, соответствующего максимальному значению энтропии) лишь в 1995 г. не включают предсказываемое моделью значение (смещение для 1995 г. незначительно и покрывается 90-процентным доверительным интервалом). Доля же необъясненной дисперсии (1-Я2) снизилась с 0,69 в 1995 г. до 0,45 в 2003 г. Это может означать, что «конформная» мотивация при голосовании со временем стала играть все большую роль, что должно негативно сказаться на качестве функционирования демократической системы в целом, так как подобное голосование не отражает, вообще говоря, истинных предпочтений избирателей.
Таблица 1.
Выборы Параметры квадратичной регрессии МНК-оценки ^-статистики) Координаты вершины Воо1Б1гар-интервал для вершины параболы
"0 "1 "2 Я2
1995 1,718674 8,31 -7,95 0,309208 0,478157 0,501 0,564
(5,41) (9,14) (-12,28)
1999 1,353761 6,52 -6,59 0,417885 0,494604 0,460 0,516
(7,39) (12,27) (-17,25)
1,513291 7,34 -7,37
2003 0,552531 0,498005 0,489 0,516
(12,54) (19,71) (-26,45)
Значительный уровень необъясненной дисперсии в построенных регрессионных моделях позволяет также предположить, что на показатель энтропии Н(Р) значимое влияние оказывает ряд неучтенных факторов. Это может привести к тому, что МНК-оценки коэффициентов окажутся смещенными, т.е. к систематическому отклонению вершины параболического тренда от 50-процентного уровня явки. Однако если эти факторы на самом деле некоррелированны с явкой, смещения оценок происходить не будет, а единственным негативным последствием
невключения таких факторов в модель станут завышенные оценки стандартных отклонений существующих коэффициентов (и, следовательно, расширение доверительных интервалов). Как видно из таблицы, о значимом негативном влиянии этих потенциально существующих факторов можно говорить только для модели выборов 1995 г. Следует заметить и то, что избиратели-конформисты могут ошибаться, формируя мнение о том, какое поведение соответствует «общепринятому», т.е. неверно оценивать размеры соответствующих социальных или политических групп, что также приводит к занижению оценок уровня конформизма и его определяющего влияния. Анализ результатов местных выборов в отдельных регионах, возможно, позволит более точно оценить распространенность этого явления.
* * *
СПИСОК ЛИТЕРАТУРЫ
1. Cialdini R. Influence: Science and Practice. 3rd ed. N. Y.: Harper Collins, 1993.
2. Coleman S. The Effect of Social Conformity on Collective Voting Behavior // Political analysis. 2004. № 12. P. 76-96.
3. Downs A. An Economic Theory of Democracy. N. Y.: Wiley, 1957.
4. Efron B., Tibshirani R.J. An Introduction to the Bootstrap. Boca Raton, FL: Chapman and Hall, 1993.
5. Gigerenzer G. Ecological Intelligence: An Adaptation For Frequences // The Evolution of Mind / D. Cummins, C. Allen (eds.). N. Y.: Oxford University Press, 1998. P. 9-29.
6. Huckfeldt R., Sprague J. Discussant Effect on Voter Choice // Journal of Politics. 1991. Vol. 53. № 1. P. 122-158.
7. Kenny C. The Behavioral Consequences of Political Discussion // Journal of Politics. 1998. № 60. P. 231-244.
8. Lavarkas P.J., Holley J.K., Miller P.V. Public Reactions on Polling News During the 1988 Presidential Election Campaign // Polling and Presidential Elections Coverage / J. La-varkas, J.K. Holley (eds.). Newbury park, CA: Sage, 1991. P. 151-183.
9. Miller G. The Magical Number Seven, Plus or Minus Two: Some Limits on our Capacity for Processing Information // Psychological Review. 1956. № 63. P. 81-97.
10. Nadeau R, Niemi R.G., Amato T. Expectations and Preferences in British General Elections // American Political Science Review. 1994. № 88. P. 371-383.
11. Norwich K Information, Sensation and Perception. San Diego, CA: Academic Press,
1993.
12. Shannon C, Weaver W. The Mathematical Theory of Communication. Urbana: University of Illinois Press, 1969.
