CC BY
170
1 Статья подготовлена в рамках программы фундаментальных исследований НИУ ВШЭ по теме «Структурный анализ региональных политических режимов и электоральных пространств», реализуемой Лабораторией региональных политических исследований. Автор искренне благодарен д.п.н. А.С.Ах-ременко за консультирование в процессе подготовки статьи.
2 Laakso, Taagepera 1979. Здесь и далее формулы вычисления соответствующих индексов см. Приложение.
Структурные изменения в российской партийной системе
3 Molinar 1991.
____________РОССИЙСКАЯ ЮАПТПЯ___________
Р.Ф.Туровский
ЭЛЕКТОРАЛЬНОЕ ПРОСТРАНСТВО РОССИИ: ОТ НАВЯЗАННОЙ НАЦИОНАЛИЗАЦИИ
W
К НОВОЙ РЕГИОНАЛИЗАЦИИ?1
Ключевые слова: партийная система, электоральное пространство, национализация, регионализация, выборы
Развитие авторитарных черт в российском политическом режиме в 2000-е годы при параллельном складывании партийной системы с доминирующей партией неизбежно привело к выравниванию электорального пространства и сглаживанию межрегиональных различий на фоне повсеместно высокого уровня политической лояльности. Упрощение структуры партийной системы не могло не повлечь за собой аналогичное упрощение электоральной карты, скрывшей многие социальноэкономические и этнокультурные различия между территориями страны. Вместе с тем по итогам думских выборов 2011 г. на региональном уровне можно говорить о новом росте территориального разнообразия, вызванном ослаблением влияния тех факторов, которые способствовали прежнему тренду: протестные настроения выросли, борьба между партиями усилилась, хотя самих партий и осталось всего семь.
В настоящей статье апробируются методики, которые применяются в исследованиях, проводимых Лабораторией региональных политических исследований НИУ ВШЭ. Мы ставим своей задачей как обоснование этих методик, так и демонстрацию их работы на российском примере, что, в свою очередь, позволяет делать выводы о структуре и динамике электорального пространства современной России. В работе использованы официальные статистические данные Центральной избирательной комиссии РФ (www.cikrf.ru), Росстата (www.gks.ru) и Министерства регионального развития (www.minregion.ru). Все расчеты произведены автором.
Прежде всего необходимо зафиксировать общие структурные изменения в российской партийной системе в связи с электоральными предпочтениями граждан. С этой целью мы определяем эффективное число электоральных партий (ЭЧП), используя два наиболее распространенных индекса — индекс Лааксо и Таагеперы2 и индекс Моли-нара3. Расчет эффективного числа парламентских партий мы оставляем для других своих исследований, концентрируясь в данной работе
100
ИОАПГАГ № 3 (66) 2012
юсспИсмю ЮАгипа
только на электоральном поведении. На наш взгляд, индекс Молинара более адекватно отражает структуру российской партийной системы, поскольку он учитывает эффект доминирующей партии и, как показывают наши исследования, дает наилучшие эмпирические результаты для партийных систем с доминирующими партиями и партиями -гегемонами.
4 См., напр. Bogaards 2004.
5 Подробнее см. Грин 2001: 22.
6 См. Sartori 1976.
NB! Среди исследователей нет единства по вопросу о том, каким критериям должна отвечать партийная система, чтобы считаться системой с доминирующей (доминантной) партией4. Предлагаемые «пороги долговечности» варьируют от двух электоральных циклов до 50 лет и постоянного или полупостоянного правления5. В первом случае в рамки категории попадает немало стран с вполне конкурентными демократическими системами, во втором — за ее пределами оказываются все государства, кроме Мексики. Наиболее полезной в данной работе нам представляется позиция Джованни Сартори, который относит к доминирующим партии, обеспечившие себе абсолютное большинство в парламенте на трех выборах подряд6. Вместе с тем идеальной методики определения доминирующих партий и партий-гегемонов, судя по всему, пока нет, поскольку сам этот феномен не ушел в прошлое, как это казалось еще недавно, и продолжает развиваться и принимать новые формы.
Итоги думских выборов 2011 г. свидетельствуют об увеличении структурной сложности российской партийной системы. Парадокс в том, что именно эти выборы создали формальные основания для причисления последней к системам с доминирующей партией, поскольку «Единая Россия» в третий раз завоевала большинство в Государственной Думе. Но в то же самое время обозначилась тенденция к падению популярности этой модификации «партии власти» и дистанцированию от нее политического руководства страны (создание Общероссийского народного фронта, особенности президентской кампании Владимира Путина и его уход с поста лидера «Единой России»), что еще больше снизило ее и без того ограниченное значение. Другими словами, выборы 2011 г. ознаменовали собой как завершение тренда в сторону формирования партийной системы с доминирующей партией, так и начало нового тренда, характеризующегося растущей волатильностью электоральных предпочтений и не исключающего в перспективе утрату «Единой Россией» своего статуса.
На изменение ситуации указывает и динамика ЭЧП, отражающая сдвиги в структуре предпочтений избирателей. Согласно нашим расчетам (по методике Хуана Молинара), по итогам декабрьских выборов 2011 г. этот показатель составил 1,71, существенно превысив показатель 2007 г. (1,14), что говорит о растущей поляризации электоральных предпочтений по линии «власть—оппозиция» и повышении веса оппозиционных партий и связанных с ними способов электорального поведения.
ИОАтПЯ" № 3 (66) 2012
101
юсспИсмм ютш
7 Turovsky 2010.
8 Описания этой системы, в том числе на российском примере,
см. Schedler 2006; Голосов 2008.
9 Данный термин не получил пока
распространения в российской политической науке, однако при исследовании партийных систем и электорального пространства без него нельзя обойтись.
Тем не менее ЭЧП оказалось меньше, чем на первых для «Единой России» выборах 2003 г. (2,3). То есть, несмотря на наметившийся тренд, по степени фрагментированности электоральных предпочтений мы не достигли даже уровня 2003 г., не говоря уже о 1990-х годах, когда ЭЧП было в разы больше (5,68 в 1993 г., 5,98 в 1995 г. и 5,07 в 1999 г.). Партийная система современной России по-прежнему кардинально отличается от партийной системы 1990-х годов. Поляризация электоральных предпочтений остается умеренной, и ее рост не привел пока к качественным изменениям.
NB! Резкое снижение ЭЧП в начале 2000-х годов поставило Россию в один ряд с такими постсоветскими государствами, как Казахстан, Азербайджан и Таджикистан. И хотя тенденция к формированию доминирующих партий («партий власти» в терминологии, используемой исследователями постсоветского пространства) и упрощению партийной системы так или иначе отмечалась во всех бывших советских республиках, кроме стран Балтии, уровень электоральной конкуренции в России существенно ниже, чем на Украине, в Молдове или в Армении7.
Национализация
партийной
системы
10 Лихтенштейн 2007: 223; см. также Kasuya,
Moenius 2008.
11 Лихтенштейн
2007: 224.
12 Jones, Mainwaring 2003.
13 Taylor, Johnston
1979: 129.
14 Подробнее о политической мобилизации периферий
при формировании общенациональных партийных систем см. Rokkan 1970; Taylor, Johnston 1979.
Для оценки динамики электорального пространства современной России наибольшее значение имеют изменения в электоральной географии, связанные с ростом волатильности и свидетельствующие о кризисе системы электорального авторитаризма, созданной к выборам 2007 г.8 Данный сдвиг, на наш взгляд, был отчасти вызван известной деконцентрацией власти вследствие установления режима «танде-мократии» и умножения числа центров принятия политических решений в высших эшелонах российской элиты.
Проблематика электоральной географии, паттернов электоральной карты и структуры электорального пространства в его метрической репрезентации тесно взаимосвязана с таким важным процессом, как национализация партийной системы9, то есть рост территориальной гомогенности избирательских предпочтений10. Национализация партийной системы означает «повышение показателей конвергенции уровней партийной поддержки» и «усиление идентичности ответов электоральных территориальных образований на воздействие различных факторов в период избирательной кампании»11.
В зарубежной политологии высокий уровень национализации обычно трактуется как признак зрелости партийной системы12. И действительно, поскольку партии выступают не только агентами социально-политического конфликта, но и инструментами общественной и территориальной интеграции13, исследование национализации партийных систем (во всяком случае, когда речь идет о демократических странах) позволяет делать обоснованные выводы о степени политической инкорпорации периферий14. При достижении определенного уровня
102
ИОАПГАГ № 3 (66) 2012
юсспИсмю ЮАгипа
национализации электоральное пространство становится гомогенным, что говорит о формировании общенациональной партийной системы, способной интегрировать в свой состав периферии.
Конечно, необходимо учитывать, что в условиях электорального авторитаризма с ограниченной конкуренцией национализация партийной системы зачастую носит навязанный характер. Будучи следствием отсутствия реального выбора, подобного рода национализация может оказаться сугубо поверхностной и быстро сойти на нет при пересмотре правящими элитами своей партийной стратегии или под влиянием резкого роста протестных настроений в обществе. Об этом свидетельствуют многочисленные примеры кризиса систем с доминирующими партиями, не говоря уже об однопартийных системах, где первые же действительно конкурентные выборы демонстрировали весьма сложную и разнообразную географию предпочтений избирателей, полностью опровергающую представления об однородности электорального пространства. Тем не менее, если в странах с ограниченной и подавленной конкуренцией имеются оппозиционные партии, допущенные к участию в избирательных кампаниях, то распространенность голосования за них может указывать, хотя и недостаточно точно, на реально состоявшуюся национализацию партийной системы.
В России процесс национализации партийной системы в 2000-е годы был искусственно стимулирован включением в партийное законодательство положения, в соответствии с которым организация, претендующая на статус политической партии, должна иметь региональные отделения более чем в половине субъектов Федерации. В этих условиях перифериям, которые при иных обстоятельствах могли бы стать центрами собственного партийного строительства (и нередко являлись таковыми в 1990-х годах), волей-неволей пришлось ориентироваться на общенациональные структуры. Но даже такая национализация, при всей ее навязанности, бесспорно, способствовала интеграции периферий, представители которых стали активнее включаться в деятельность партий общефедерального масштаба, а тем самым — и консолидации партийной системы.
Единой методики изучения территориальной неоднородности электоральных предпочтений на данный момент нет. Стремясь повысить точность своих расчетов, исследователи задействуют разнообразные математические показатели, экспериментируют с ними, изобретают собственные индексы и коэффициенты. В настоящей работе мы используем два набора показателей — параметрические показатели вариации и показатели, основанные на вычислении коэффициента Джини.
Параметрические показатели вариации рассчитываются по достаточно простой формуле, связанной с исчислением дисперсии и стандартного (среднего квадратического) отклонения для каждого участника избирательной кампании. Оптимальным показателем в дан-
ИОАтПЯ" № 3 (66) 2012
103
юсспИсмм ютш
15 Для обеспечения сопоставимости результатов мы пересчитали итоги всех российских выборов в соответствии с ныне существующей сеткой из 83 субъектов Федерации.
Все расчеты по всем годам произведены по нынешней сетке.
ной группе следует считать коэффициент вариации (отношение стандартного отклонения к среднему арифметическому значению голосования за партию в регионах страны), поскольку он нейтрален к абсолютным значениям переменной, то есть не зависит от того, насколько велики или малы процентные показатели партии на выборах. Эта особенность коэффициента вариации (V) позволяет нам ввести кумулятивный индекс регионального разнообразия (ИРР), представляющий собой среднее арифметическое коэффициентов вариации, определенных для всех участников избирательного процесса.
Использование коэффициента вариации в электоральных исследованиях затруднено тем, что при наличии нижнего предела, равного нулю, у него отсутствует верхний предел. Однако, как показывают наши исследования, обычно он все-таки не превышает единицы (хотя бывают и исключения). Иными словами, на практике разброс показателей вариации не столь велик, что делает рассматриваемый коэффициент вполне операциональным.
Другая проблема, встающая при использовании коэффициента вариации, заключается в том, что у него нет значений, которые a priori можно было бы квалифицировать как высокие или низкие. Шкалу значений можно установить только опытным путем, опираясь на массив эмпирических исследований. Исходя из накопленного нами материала, мы предлагаем считать низким коэффициент вариации менее 0,25, средним — от 0,25 до 0,5, высоким — свыше 0,5. В то же время мы не исключаем, что последующие изыскания приведут к корректировке данной шкалы (например, пороговыми станут показатели 0,3 и 0,6).
Проведенные нами расчеты коэффициентов вариации для российских партий дают основания утверждать, что тенденция к выравниванию электорального пространства, достигнув своего пика в 2007 г., сейчас уступила место тенденции к росту региональной неоднородности электоральных предпочтений.
Прежде всего бросается в глаза увеличение территориального разнообразия при голосовании за «партию власти». Коэффициент вариации для электоральной поддержки «Единой России» в 2011 г. составил 0,34, превысив показатель не только 2007 г. (0,17), но и 2003 г. (0,29)15. Интересно, что по своему значению он совпал с показателем «Единства» в 1999 г. Таким образом, минимальным и действительно низким разнообразие голосования за «Единую Россию» было только в 2007 г.
Обозначилась тенденция к поляризации электорального пространства с выделением полностью лояльных и относительно оппозиционных территорий. Вместе с тем равномерность голосования за «Единую Россию» все равно заметно выше, чем за НДР в 1995 г. (V = 0,73) и за ОВР в 1999 г. (V = 1,11), поддержка которых была очень сильно локализована в очагах «управляемого» голосования.
Важно отметить, что уровень территориальной вариации поддержки двух наиболее крупных партий — «Единой России» и КПРФ — почти идентичен. У КПРФ этот показатель даже чуть ниже (0,33), то есть
104
ЮкШ” № 3 (66) 2012
16 На выборах 1995 г. поляризация электорального пространства в отношении КПРФ была гораздо более высокой (V = 0,44).
юсспИсмю ЮАгипа
с формальной точки зрения именно коммунисты обладают сейчас наиболее ровной территориальной поддержкой. Примечательно также, что в случае КПРФ, в отличие от ЕР, данный уровень регионального разнообразия был достигнут еще в 1999 г. и с тех пор практически не менялся (0,34 в 1999 г., 0,33 в 2003 г., 0,35 в 2007 г.)16. Тот факт, что вот уже более 10 лет региональное разнообразие голосования за КПРФ остается на среднем и весьма устойчивом уровне (что, впрочем, не означает неизменности собственно географии голосований), указывает на то, эта партия-долгожительница с развитой сетью территориальных организаций внесла существенный вклад в национализацию партийной системы страны.
Интересно, что другая «старая» партия, ЛДПР, напротив, начинает демонстрировать растущую неравномерность территориальной поддержки, что может свидетельствовать о неустойчивости ее нынешнего электората. Если во время кампаний 1999 и 2003 гг. коэффициент вариации для этой партии составлял 0,36 и 0,35 соответственно (против 0,40 в 1995 г.), то в 2007 г. он достигает 0,41, а в 2011 г. — 0,43. Другими словами, уровень региональной дифференциации голосования за ЛДПР от хорошо выраженного среднего стал приближаться к высокому.
Но хотя коэффициент вариации для ЛДПР, как правило, выше, чем для КПРФ, продолжительная история участия в выборах и формирования региональной сети дали свой результат в виде значимой представленности партии в голосовании большинства российских территорий (особенно с русским населением, где вариация голосования за ЛДПР существенно ниже, чем в целом по стране). Так или иначе, но длительный опыт «низовой» работы КПРФ и ЛДПР с избирателями, безусловно, оказал немалое влияние на процесс национализации российской партийной системы. Это, в свою очередь, позволяет говорить о том, что данный процесс не был полностью навязанным.
Неудивительно, что набольшей вариативностью отличается самая молодая из всех парламентских партий — «Справедливая Россия», причем ее уровень если и меняется, то в сторону небольшого роста (в 2007 г. — 0,45, в 2011 г. — 0,47).
Итак, анализ территориального разнообразия голосования за ведущие российские партии показывает, что тренд в сторону национализации партийной системы, сформированный ныне действующими партиями в 2003—2007 гг., оказался обратимым. Только КПРФ вышла в 2000-е годы на относительно равномерные показатели электоральной поддержки. Применительно к ЕР наблюдается противоположная тенденция, ведущая к появлению (или восстановлению) зон нелояльности, противостоящих зонам «управляемого» голосования. Довольно неравномерна региональная поддержка ЛДПР и «Справедливой России» при слабой тенденции к росту неравномерности. Вместе с тем некоторый рост разнообразия российского электорального пространства пока не привел к качественным изменениям. По итогам выборов 2011 г. ИРР составил 0,45, то есть его значение осталось в пределах среднего.
ИОАтПЯ" № 3 (66) 2012
105
юсспИсмм ютш
17 Согласно довольно распространенной точке зрения, «федерализм ослабляет политические партии, снижает их внутреннюю дисциплину и единство, а также ведет к децентрализации партийной системы» (Лихтенштейн 2007: 220).
С учетом огромных размеров России и формально федеративного характера ее устройства17 подобную степень территориальной неоднородности голосований нельзя не квалифицировать как достаточно низкую. Не вызывает сомнений, что немалую долю «вины» за такое положение вещей несут авторитарные практики и юридические ограничения в области партстроительства, хотя, как уже отмечалось, процесс национализации российской партийной системы носил не только навязанный характер.
Для большего прояснения обрисованной выше картины региональных различий посмотрим, как обстоят дела в этой сфере в других постсоветских государствах.
Бесспорным лидером по степени фрагментации электорального пространства является Украина. На выборах 2007 г. коэффициент вариации для Партии регионов составил 0,75, для Блока Тимошенко — 0,53, для блока «Наша Украина — Народная самооборона» — 0,67, для Коммунистической партии — 0,51. Только у занявшего пятое место (и тоже прошедшего в парламент) Блока Литвина он оказался средним — 0,45. Интересно, что наибольшую территориальную неоднородность тут демонстрирует партия, выигравшая выборы. Подобная крайне нетипичная ситуация свидетельствует о том, что Партия регионов располагает чрезвычайно мощной поддержкой среди населения ограниченной группы территорий, и Блок Тимошенко имеет гораздо больше оснований претендовать на роль политической силы, консолидирующей территорию страны.
Территориальное разнообразие в Молдове близко к российскому. Так, на парламентских выборах 2010 г. две наиболее популярные здесь партии (Партия коммунистов Республики Молдова и Либеральнодемократическая партия) продемонстрировали средний уровень вариации (0,3 и 0,38 соответственно), а из двух других прошедших в парламент одна (Демократическая партия) — низкий (0,23), а вторая (Либеральная партия) — высокий (0,58).
Заметно выросла гомогенность электорального пространства Армении. Если на выборах 2007 г. коэффициент вариации для ведущей — Республиканской — партии составлял 0,21, а для «Процветающей Армении» даже 0,53, то на выборах 2012 г. — 0,17 и 0,23 соответственно.
Но наиболее любопытная ситуация сложилась в странах с доминирующими партиями, где равномерно высокая поддержка ведущей партии сочетается с крайне неоднородной, локализованной поддержкой оппозиции. Например, в Казахстане на выборах 2007 г. коэффициент вариации при голосовании за «Нур Отан» был всего лишь 0,09, тогда как для Объединенной социал-демократической партии он составлял 0,95, а для «Ак Жол» — 0,44. Сходная картина наблюдалась в 2007 г. в Киргизии, где довольно высокий уровень пространственной однородности при голосовании за пропрезидентскую «Ак Жол» (0,24) контрастировал с неоднородностью поддержки «Ата Мекен» (0,85), социал-демократов (0,68) и коммунистов (1,04). Весьма равномерную террито-
106
■ЮАПШГ № 3 (66) 2012
18 Jones, Mainwaring 2003: 142.
19 Ibid. 2003: 143.
ЮССП1ШЯ ЮАПМ
риальную поддержку продемонстрировало и Объединенное национальное движение М.Саакашвили, одержавшее убедительную победу на выборах 2008 г. в Грузии (V = 0,22), при том что коэффициенты вариации для оппозиционных партий превысили 0,5 (Объединенная оппозиция — 0,57, Христианско-демократическое движение — столько же, Лейбористская партия — 0,66).
Таким образом, практика постсоветских государств заставляет предположить, что степень фрагментации электорального пространства зависит от уровня конкуренции в партийной системе и социокультурной неоднородности страны. При этом фактор конкуренции имеет решающее значение — в случае формирования мощных правящих партий региональное разнообразие голосования сокращается даже там, где имеются выраженные социо- и этнокультурные различия между территориями.
Коэффициент Джини (G) широко используется в исследованиях социального расслоения, но его можно применять и в других сферах. В частности, с его помощью можно рассматривать равномерность голосования в регионах за ту или иную партию. Для этого регионы выстраиваются в порядке возрастания процентного показателя, и каждому из них присваивается соответствующий ранг (1, 2, 3 и т.д.). После умножения рангов регионов на процентные показатели партии и сложения этих произведений можно вычислить коэффициент Джини. Преимущество этого показателя состоит в том, что, в отличие от коэффициента вариации, он имеет верхний предел и колеблется от 0 до 1. Кроме того, в данном случае нет проблемы с определением высоких и низких значений, так как они уже установлены в ходе исследований неравенства доходов.
Коэффициент Джини лег в основу индекса национализации партии (Party Nationalization Score, PNS), который рассчитывается как 1-G. Если значение индекса приближается к единице, национализация партии является высокой18. Данный индекс, предложенный Марком Джонсом и Скоттом Мейнуорингом, обладает множеством достоинств, так как он позволяет сравнивать между собой партии в том числе и разных государств, а его недостатки связаны главным образом со спорами математиков по поводу корректности самого коэффициента Джини.
Безусловно, существует потребность в кумулятивном индексе, характеризующем национализацию партийной системы в целом. В этих целях может использоваться индекс национализации партийной системы (Party System Nationalization Score, PSNS), также введенный Джонсом и Мейнуорингом, который представляет собой сумму произведений индексов национализации партий и долей полученных этими партиями голосов19.
Наши расчеты PSNS для выборов 2007 и 2011 гг. говорят о достаточно высоком уровне национализации российской партийной системы при уже отмеченной тенденции к ее ослаблению, то есть
ИОАтПЯ" № 3 (66) 2012
107
юсспИсмм ютш
к небольшому росту регионализации: если в 2007 г. PSNS составлял 0,84, то в 2011 г. — 0,78. Следует отметить, что при исследовании неравенства доходов подобное значение коэффициента Джини считается низким, указывающим на гомогенность. Однако применительно к партийным системам шкала, скорее всего, должна быть другой, поскольку география голосований в разрезе регионов первого субнационального уровня, как правило, более однородна, нежели структура распределения доходов в обществе.
О далеко зашедшем процессе национализации свидетельствуют и высокие индексы национализации отдельных партий. В то же время обозначившаяся тенденция к снижению PNS «Единой России» (0,89 в 2007 г. и 0,82 в 2011 г.) обещает новый рост регионализации партийной системы. В свою очередь, PNS КПРФ вырос (0,8 в 2007 г. и 0,83 в 2011 г.), еще раз подтвердив, что продолжительная работа этой партии в регионах принесла свои плоды. PNS ЛДПР несколько ниже и почти не изменился (0,77 в 2007 г. и 0,76 в 2011 г.). Схожим является PNS «Справедливой России», снизившийся с 0,75 до 0,74.
Таким образом, изучение PNS позволяет выделить двух явных лидеров процесса национализации — «Единую Россию» и КПРФ. От них заметно отстают две другие парламентские партии — ЛДПР и «Справедливая Россия». По итогам выборов 2011 г. на одном с ними уровне оказались «Патриоты России» (0,77, в 2007 г. — 0,7) и «Правое дело» (0,76). В наименьшей степени «национализировано» «Яблоко» с показателем 0,67 (в 2007 г. — 0,66).
Выводы, полученные на основе вычисления коэффициентов вариации и индексов национализации, в целом близки, хотя между ними имеются и расхождения. Так, коэффициент вариации для «Справедливой России» заметно выше, чем для ЛДПР, тогда как индексы их национализации практически одинаковы. Но эти расхождения едва ли принципиальны, поскольку разные методики расчетов не могут дать полностью идентичные результаты.
Гораздо более серьезной представляется проблема, на которую обращает внимание Даниэль Бокслер, а именно зависимость результатов исследования от административно-территориального деления страны и 20 См. Bochsler нарезки избирательных округов20. Действительно, используемые нами 2010. (и другими авторами) показатели претендуют на то, чтобы измерять региональное разнообразие страны в целом, но при этом основаны на сравнении итогов голосования в определенном наборе территориальных единиц, по которым доступна электоральная статистика. Количество таких единиц в разных странах неодинаково, в разы может расходиться и численность избирателей в них. В рамках одной избирательной кампании использование в расчетах национализации территориальных единиц разного уровня (скажем, крупных регионов или, напротив, муниципалитетов) даст несовпадающие, хотя и более или менее близкие результаты.
108
ИОАПГАГ № 3 (66) 2012
21 Его обоснование и формулу см. Ibidem.
Типичные и девиантные регионы
ЮССПИСМЮ ЮАПМ
Можно, правда, сделать оговорку, что все территории, по которым осуществляются расчеты, являются одинаково значимыми политическими регионами, определяющими реальную, общеизвестную территориальную структуру данного государства. В связи с этим целесообразно ориентироваться на административно-территориальное деление страны, производя пересчет, если электоральная статистика приводится в разрезе электоральных округов и тому подобных образований, не полностью совпадающих с АТД. В частности, по этой причине в крупных городах, разбитых на несколько электоральных округов, обычно приходится высчитывать суммарный результат и использовать именно его. В целях контроля измеряемые показатели полезно рассчитывать также и на уровне более мелких административных единиц; такие расчеты можно считать более точными в силу большего количества задействованных в них объектов и, следовательно, приближенности исследования непосредственно к территории. Но неверно отказываться и от расчетов на уровне регионов, поскольку без них нельзя оценить глубину различий в сложившейся административно-территориальной структуре государства. Это особенно важно в случае федераций, где регионы обладают определенной автономией и представляют собой относительно самостоятельные образования.
Другим выходом из ситуации является использование специального показателя национализации, учитывающего неравные размеры территориальных единиц21. Однако этот показатель нуждается в дальнейшем апробировании.
Исследование национализации/регионализации партийной системы обязательно должно включать в себя выявление наиболее типичных и девиантных регионов. Типичные регионы интересны тем, что голосуют, как страна в целом, представляя собой ее уменьшенную копию, и, скорее всего, дают точный слепок с характерных для нее размежеваний. Выявление девиантных регионов позволяет обнаружить территории, демонстрирующие наибольшие отклонения. Некоторые из этих территорий могут оказаться слабо интегрированными в политическое пространство страны и быть источником сепаратистских настроений. Кроме того, в авторитарных режимах девиантность может свидетельствовать о некорректности подсчета голосов, особенно если речь идет о поддержке доминирующей партии.
В России картина типичных и девиантных регионов достаточно изменчива. Для ее определения, с нашей точки зрения, целесообразно вычислять евклидово расстояние, под которым в данном случае понимается условное расстояние от соответствующего региона до «страны в целом» в многомерном пространстве, заданном голосованиями за участвующие в выборах партии. В качестве точки отсчета в этом пространстве корректнее использовать, на наш взгляд, не итоговые результаты голосования за партии по стране (хотя такой вариант тоже допустим),
ИОАтПЯ" № 3 (66) 2012
109
юсспИсмм ютш
а их средние арифметические по регионам. Тем самым мы сможем избежать перекосов, вызванных различиями в численности избирателей от региона к региону.
Помимо обычного евклидова расстояния, имеет смысл вычислять и евклидово расстояние, скорректированное на число акторов, то есть деленное на число участников предвыборной гонки. Второй вариант дает на выходе меньшие числа, что удобно, и принимает во внимание количество игроков, при этом в рамках одной избирательной кампании порядок следования регионов по убыванию остается тем же. Недостатком данного показателя, как и коэффициента вариации, является отсутствие верхнего предела. Поэтому определение того, что такое много и что такое мало, возможно лишь на основе длительных эмпирических исследований.
По нашим расчетам, в 2011 г. у 13 российских регионов скорректированное евклидово расстояние не превышало единицу, что дает основания квалифицировать их как типичные. Самым типичным регионом оказалась Ростовская область (обычное евклидово расстояние — 2,93, скорректированное — 0,42), за которой следуют Ставропольский край (3,44 и 0,49 соответственно) и Курская область (4,13 и 0,59). Примечательно, что скорее типичным регионом является и Москва (скорректированное евклидово расстояние — 1,00).
В число наиболее девиантных регионов вошло довольно много республик, что подтверждает наличие многократно описанного в литературе раскола между центром и этническими перифериями. Однако в условиях нынешнего политического режима девиантность республик не носит сепаратистского характера, а, напротив, проявляется в сверхвысокой лояльности, выражаемой в голосовании за «Единую Россию». Лоялистская девиантность особенно отличает Чечню (обычное евклидово расстояние — 56,83, скорректированное — 8,12), Мордовию (47,81 и 6,83 соответственно), Ингушетию (47,76 и 6,82), Дагестан (47,4 и 6,77), Карачаево-Черкесию (45,62 и 6,52), Туву (41,16 и 5,88) и Кабардино-Балкарию (37,48 и 5,35). Все это регионы с управляемым голосованием. В то же время в этих регионах особенно часто говорят и о нарушениях в избирательном процессе, что ставит под сомнение достоверность электоральных данных и основанных на них расчетов. Что касается эмпирического размаха самого показателя, то в скорректированном случае он, как видим, превышает в России восемь единиц.
Вместе с тем, как показывает опыт этнических периферий в других странах, девиантность электорального поведения таких периферий имеет более глубокие корни. В случае ослабления административного нажима и разрешения этнических и религиозных партий эти территории, скорее всего, остались бы девиантными, но уже с другим — сепаратистским — типом девиантности. В пользу данного заключения говорят, в частности, относительно высокие результаты традиционалистского мусульманского движения НУР в Чечне и Ингушетии на думских выборах 1995 г.
НО
ИОАПГАГ № 3 (66) 2012
22 Туровский 2005/ 2006.
Поляризация
электорального
пространства
ЮССПИСМЮ ЮАПМ
Девиантность оппозиционного типа, связанная с повышенным голосованием за оппозиционные партии, носит более сглаженный характер, чем лоялистская. Главными примерами здесь служат три области: Ярославская (обычное евклидово расстояние — 23,02, скорректированное — 3,29), Костромская (21,75 и 3,11 соответственно) и Вологодская (21,4 и 3,06). Примечательно, что все они расположены на севере европейской части России.
Таким образом, лоялистская девиантность регионов в современной России выражена гораздо сильнее оппозиционной. Сепаратистская девиантность, проявляющаяся в голосовании за этнические и региональные партии, полностью подавлена ввиду запрета на такие партии. Типичные регионы чаще всего встречаются в центральной и южной части страны, причем для них характерен внутренний раскол «центр— периферия», репрезентирующий аналогичный раскол в России в целом, который является одним из самых значимых для ее электорального пространства22.
Как уже отмечалось, с ростом протестных настроений и снижением устойчивости голосования за «Единую Россию», которая на протяжении предыдущих электоральных циклов задавала тренд в сторону национализации, уровень национализации российской партийной системы начал снижаться. Более поляризованной становится не только структура партийной системы в целом, но и ее география. Об этом свидетельствует отрицательная корреляция между голосованием за «Единую Россию» и за остальные партии, то есть страна как бы раскалывается (по крайней мере, в тенденции) на две половины.
Исследование территориальной поляризации в рамках одной избирательной кампании может проводиться посредством корреляционного анализа. Вычисляется коэффициент корреляции Пирсона между двумя рядами показателей — долями голосов за две партии по всем регионам. Высокое значение коэффициента корреляции указывает на то, что избиратели рассматриваемых партий чаще проживают в одних и тех же регионах. В случае выраженной отрицательной корреляции можно говорить о территориальной поляризации голосования, когда одни территории больше голосуют за одну партию, а другие — за вторую.
Наши расчеты коэффициента корреляции в региональном разрезе по итогам думских выборов 2011 г. показывают, что голосование за «Единую Россию» в регионах отрицательно коррелирует с голосованием за «Справедливую Россию» (-0,85), ЛДПР (-0,85) и КПРФ (-0,81). Это значит, что Россия вполне определенно делится на территории с конформистским и оппозиционным типом голосования, то есть в электоральном пространстве страны углубляется раскол регионов по отношению к власти. При этом голосование за оппозиционные партии лишь частично коррелирует друг с другом, что свидетельствует о наличии у каждой из них территорий с более выраженной поддерж-
ИОАтПЯ" № 3 (66) 2012
1П
Динамика и стабильность
23 Педерсен 2004: 96—97.
юсспИсмм юдптпа
кой, а также о разнообразии форм оппозиционного голосования в регионах. Несколько выше корреляция между голосованием за ЛДПР и «Справедливую Россию» (0,61), в то время как КПРФ более обособлена в географическом пространстве (положительная корреляция с ЛДПР — 0,57, со «Справедливой Россией» — 0,51), и голосование за нее чуть чаще пересекается географически с повышенным голосованием за «Единую Россию» (см. приведенные выше значения коэффициентов корреляции).
Заметная поляризованность голосования, большое количество девиантных регионов и снижающийся уровень национализации партийной системы делают необходимым исследование динамики российского электорального пространства.
Прежде всего обратимся к некоторым общим показателям электоральной динамики, используемым в зарубежной литературе. Один из них — индекс Педерсена, который представляет собой деленную на два сумму изменений (как снижений, так и приростов, с одним положительным знаком) процента голосов (вариант — процента мест в парламенте) для всех участвующих в выборах партий в сравнении с предыдущими выборами23. Этот показатель достаточно прост, но имеет один существенный недостаток: он легко рассчитывается только в том случае, если список партий не меняется. Труднее всего его рассчитать, если между выборами имели место слияния либо расколы партий, а также если партии меняли названия с одновременным изменением своего состава и руководства. В таких случаях необходимо аргументировано показывать, где доля голосов за партию снизилась до нуля (то есть партия полностью прекратила участие в выборах), где она появилась, будучи нулевой на прошлых выборах, а где нужно сравнивать суммы голосов за определенные группы партий.
Для выборов 2011 г. расчет индекса Педерсена является несложным: учитываются все семь партий, а результат «Правого дела» просто сравнивается с результатом СПС. Что касается выборов 2007 г., то здесь мы учитывали динамику голосования за «Единую Россию», ЛДПР, КПРФ, СПС, «Яблоко», ДПР, АПР, а показатели «Справедливой России» сравнивали с суммой голосов за партии, на основе которых она возникла. При таком способе подсчета индекс Педерсена в первом случае составляет 16,9, а во втором — 22,6, то есть размах изменений в 2011 г. был ниже, чем в 2007 г. В этом нет ничего странного, ведь выборы 2007 г. закрепили мощную перестройку электорального пространства с формированием партии, повсеместно занимающей лидерские позиции. В 2011 г. началась эрозия новой структуры, но коренного изменения не произошло.
Для России может быть также полезен показатель вклада ведущей партии (инкумбента) в общую неустойчивость электорального пространства, предложенный Маттейсом Богаардсом в связи с его
П2
ИОАПГАГ № 3 (66) 2012
24 Bogaards 2008: 117—118.
юсспИсмю ЮАгипа
исследованиями доминантных партий. Этот показатель (Incumbent Vote Change, IVC) высчитывается следующим образом: разность результатов голосования за инкумбента делится на сумму разностей голосования за все партии (включая инкумбента), то есть на индекс Педерсена, умноженный на два24. Если IVC приближается к единице, основные изменения происходят на фланге доминирующей партии, если он ближе к нулю — на фланге оппозиции.
Согласно нашим расчетам, показатель IVC составил в 2011 г. 0,44, заметно снизившись по сравнению с 2007 г. (0,6). Как и в случае с индексом Педерсена, это позволяет сделать вывод, что за последний электоральный цикл произошло меньше изменений, чем за предпоследний, и выборы 2007 г. ознаменовали собой более мощную структурную перестройку российского электорального пространства, сделав его при этом более однородным (приближение IVC в 2007 г. к единице указывает на то, что главным структурным процессом было формирование электората доминантной партии).
На наш взгляд, индекс Педерсена и IVC имеет смысл рассчитывать на основе не только общестрановых результатов, но и совокупности результатов партий в регионах. Так, «региональный» индекс Педерсена будет представлять собой сумму всех региональных изменений голосования за все партии, деленную не только на два, но и на количество территорий. Для выборов 2011 г. такой индекс равен 18,25, то есть несколько превышает общероссийский (расхождения вызваны тем, что регионы отличаются друг от друга по числу избирателей и вносят разный вклад в общестрановой результат). «Региональный» IVC на выборах 2011 г. идентичен общестрановому — 0,44.
Помимо адаптированных версий индекса Педерсена и IVC, при поведении региональных исследований полезно задействовать и показатели, изначально базирующиеся на статистическом анализе изменений уровня поддержки партий в регионах. К их числу относится, в частности, разработанный нами экспериментальный индекс электоральной волатильности (ИЭВ), вычисление которого основано на сравнении для каждого региона и каждой партии разницы между результатом голосования за партию в регионе и средним арифметическим голосования за нее во всех регионах на данных и предыдущих выборах. Смысл предлагаемого показателя в том, чтобы при сравнении выборов разных лет выделить общий тренд (как в целом меняется голосование за ту или иную партию) и произвести его вычитание, «очистив» тем самым результат от влияния общестрановых изменений и сосредоточившись только на региональных отклонениях от них. Этим он принципиально отличается от более простых индексов, основанных просто на вычитании результатов голосования за ту или иную партию в тех или иных регионах. Учитывая динамику регионального разнообразия в голосовании за соответствующие партии, ИЭВ находится в одном ряду не столько с индексом Педерсена и IVC, сколько с показателями, которые используются при оценке уровня национализации.
ИОАП1ПЯ" № 3 (66) 2012
из
юсспИсмм ютш
По итогам выборов 2011 г., что неудивительно, в наибольшей степени менялись в регионах и отличались от среднего процентные показатели самой крупной партии: ИЭВ «Единой России» составил 76,55. Но второй по волатильности оказалась не следующая по численности, а четвертая партия — «Справедливая Россия» (40,79), опередившая как КПРФ (37,28), так и ЛДПР (23,54). Данные результаты указывают на необходимость дальнейшего апробирования ИЭВ в эмпирических исследованиях с целью возможного уточнения его интерпретации.
Так или иначе, но пока нельзя говорить о существенной дестабилизации электорального пространства, сложившегося к 2007 г., когда оно достигло наивысшей степени однородности, а «Единая Россия» добилась наилучших за свою историю результатов. Вместе с тем изменения продолжались, выражаясь на этот раз в росте результатов оппозиционных партий.
Структурная
динамика
электорального
пространства
Растущая поляризация электорального пространства сочетается с формированием относительно новой его структуры, которая существенно отличается от структуры 1990-х годов, что нельзя не связать с трансформацией политического режима и изменением его идеологии, усилением патерналистских, патриотических и консервативных тенденций, обращенных, по сути, к электорату, который в 1990-х годах был в оппозиции к либеральным реформам.
Для изучения структурной динамики электорального пространства необходим корреляционный анализ. В данном случае целесообразно рассчитать коэффициент корреляции между голосованием регионов за одну и ту же партию на выборах разных лет. Высокий уровень корреляции будет указывать на устойчивость географии партийной поддержки и тем самым позволит делать предположения об устойчивости партийного электората.
Наиболее выраженной является тенденция к формированию новой электоральной географии КПРФ. Расчет коэффициентов корреляции Пирсона для голосования за эту партию в регионах на выборах разных лет позволяет говорить о постепенной трансформации ее географии. С выборами 1995 г. связь малозначима — всего 0,18, с выборами 1999 г. — 0,27. Фактически география голосования за КПРФ складывается в 2000-е годы, о чем свидетельствуют корреляции с выборами 2003 г. (0,53) и 2007 г. (0,77).
Итак, получается, что нынешнее голосование за КПРФ — порождение 2000-х годов и электорат партии существенно обновился по сравнению с 1990-ми годами. Этот вывод разрушает стереотипные представления об устойчивом ядерном электорате КПРФ как о константе российской электоральной политики. При этом география голосования за КПРФ стала весьма ровной, что еще раз подтверждает высокий вклад этой партии в процесс национализации партийной системы.
П4
ИОАПГАГ № 3 (66) 2012
юсспИсмю ЮАгипа
Современная география голосования за ЛДПР не так сильно отличается от существовавшей в 1990-е годы, как география голосования за КПРФ. Корреляция с 1995 г. составляет 0,52, с 1999 г. — 0,82, с 2003 г. — 0,88, с 2007 г. — 0,91. Можно сказать, что эта география возникла на один избирательный цикл раньше, нежели география КПРФ, то есть скорее в 1999 г., чем в 2003 г. В связи с этим можно предположить, что ЛДПР превосходит коммунистов по степени устойчивости электората, на что указывает и более низкое значение ИЭВ.
Но самой структурно устойчивой является география голосования за «Единую Россию»: состав регионов, отличающихся повышенными и пониженными показателями, остается все тем же. Коэффициент корреляции с выборами 2007 г. — 0,90, с выборами 2003 г. — 0,79. Просматривается и связь с голосованием за бюрократические «партии власти» 1990-х годов — НДР в 1995 г. (0,64) и ОВР в 1999 г. (0,50). Интересно, что с «Единством», которое по стилю кампании как раз не было бюрократической партией, голосование за «Единую Россию» не связано (-0,08).
О серьезном изменении географии лояльного и оппозиционного голосования в сравнении с 1990-ми годами говорит наличие пусть очень слабой, но положительной связи между голосованием за «Единую Россию» и за КПРФ образца 1995 г. (0,17). Уровень связи аналогичен тому, который был выявлен для голосования за сегодняшнюю КПРФ и ту же партию в 1995 г. Это соответствует тенденции начала 2000-х годов, когда правящий режим стал апеллировать к патерналистски настроенным слоям, перехватывая их у КПРФ.
Итак, электоральная география России существенно изменилась прежде всего за счет изменения географии поддержки КПРФ. Вместе с тем определенный вклад в этот процесс внесла и «Справедливая Россия». У этой партии самая слабая связь с голосованием за нее же на предыдущих выборах (0,71), еще ниже корреляционная связь с голосованием за предшественников, в частности за «Родину» (0,51). У нее же, как уже отмечалось, и самый высокий для оппозиционных парламентских партий ИЭВ.
Факторы, определяющие голосование в регионах
В заключение рассмотрим некоторые факторы, позволяющие объяснить территориальную структуру голосований. Начнем с так называемого «экономического» голосования.
Анализ выборов 2011 г. показывает, что данный феномен в России практически отсутствует. Он отмечался в 2007 г., но финансовый кризис привел к его исчезновению, ликвидировав связь между поддержкой власти и экономическим положением территории.
Согласно результатам корреляционного анализа для уровня бедности, степень неблагополучия социума никак не связана с голосованием за ЕР, «Справедливую Россию» и ЛДПР в 2011 г. и имеет очень слабую положительную связь с голосованием за КПРФ (0,14). При этом
ИОАтПЯ" № 3 (66) 2012
П5
юсспИсмм ютш
можно говорить о качественном изменении ситуации по сравнению с 2007 г., когда уровень бедности слабо коррелировал с голосованием за «Единую Россию» (0,27) и находился в отрицательной, но тоже слабой связи с остальными партиями (-0,21 для КПРФ, -0,19 для «Справедливой России» и -0,30 для ЛДПР). Иными словами, если на выборах 2007 г. более бедные территории вели себя лояльно в отношении властей, то в 2011 г. они начали смещаться в сторону левой оппозиции. Модель конформистского поведения бедных территорий стала отчасти уступать место (вероятно, в связи с неоправдавшимися ожиданиями) модели прокоммунистического оппозиционного голосования.
В то же время сохраняется, хотя и ослабевает положительная связь между голосованием за «Единую Россию» и уровнем безработицы: в 2007 г. корреляция составляла 0,64, в 2011 г. — 0,49. У остальных партий эта связь отрицательная. Таким образом, вопрос о том, кому благоприятствует социальное благополучие территорий, не имеет четкого ответа. Ясно лишь то, что бедные периферии, ставка на которые была сделана в ходе трансформации политического режима в 2000-е годы, становятся для «Единой России» менее устойчивой и надежной опорой.
Попытка выявить связь между голосованием и социально-экономической динамикой дает еще меньше результатов. Казалось бы (если следовать логике «экономического» голосования), ухудшение ситуации в связи с финансовым кризисом должно было привести к росту оппозиционных настроений. Но электоральная география этого не подтверждает. Не удалось нам обнаружить и корреляцию динамики ВРП и индекса заработной платы в предвыборный год с голосованием за партии. Между тем в 2007 г. подобного рода факторы на голосование влияли, причем позитивно для «партии власти»: индекс среднедушевых доходов положительно, хотя и слабо коррелировал с голосованием за «Единую Россию» (0,22) и отрицательно — с голосованием за ЛДПР (-0,34) и «Справедливую Россию» (-0,25) (при отсутствии значимой связи с голосованием за КПРФ). Для голосования за ЕР тогда более благоприятными были бедные регионы, отличавшиеся позитивной динамикой. На уровне качественного анализа это можно было объяснить тем, что партия успешно апеллировала к патерналистски настроенным и консервативным перифериям, эксплуатируя их надежду на улучшение социально-экономического положения.
Не имела политических последствий в виде повышения электоральной поддержки «Единой России» и введенная указом президента РФ оценка эффективности органов исполнительной власти субъектов Федерации. Анализ подведенных недавно итогов 2010 г. не выявил никаких значимых связей между обобщающими оценками эффективности региональных исполнительных структур и голосованием. В то же время исследование социологических данных, входящих в эти оценки, позволяет зафиксировать одну важную корреляцию, хотя и довольно слабую.
116
ИОАПГАГ № 3 (66) 2012
юсспИсмю ЮАгипа
25 См. Туровский 1999. Речь идет об удовлетворенности граждан работой региональной исполнительной власти. Этот показатель положительно коррелирует с голосованием за ЕР (0,26) и имеет отрицательную корреляцию с голосованием за прочие партии, особенно за КПРФ (-0,29). Иными словами, к моменту выборов 2011 г. «объективные» социально-экономические показатели и их динамика утратили свое влияние на предпочтения избирателей. Впрочем, слабость «социально-экономических» объяснений электорального поведения в РФ не новость: в 1990-е годы корреляционные связи тоже были относительно неве-лики25. К сожалению, многочисленные доказательства данного тезиса до сих пор не привели к разрушению того стереотипа, что в России ухудшение экономической ситуации непосредственно приводит к росту оппозиционных настроений и наоборот. Так какие же факторы определяют сейчас голосование в регионах? Один из них — авторитет губернаторов. Значение этого фактора проявилось тем более сильно, что в ходе имевшей место незадолго до выборов массовой замены региональных руководителей среди них оказалось много непубличных фигур. Снижение общественной поддержки губернаторов нашло свое отражение как в общем ухудшении результатов «Единой России», так и в низких показателях, полученных ею в ряде регионов, где к власти пришли малоизвестные люди (например, в Ханты-Мансийском АО). Можно предположить также рост влияния конъюнктурных и географически локализованных факторов, связанных с организационными усилиями партий в регионах и информированностью граждан об их деятельности. В свою очередь, это дает основания для вывода о возросшей аморфности электорального пространства, коль скоро оно стало еще более зависимым от локальной конъюнктуры. Выше мы уже отмечали тенденцию к новой регионализации российской партийной системы. Исследование географии голосований подтверждает заключение о возрождении регионализма в России. Налицо и усиление зависимости голосования от положения той или иной территории в системе центров и периферий. Традиционный для России раскол «город—село» вновь начал играть заметную роль. Разница в том, что если на выборах 1995 г. доля сельского населения коррелировала с голосованием за КПРФ, то теперь село демонстрирует повышенную политическую лояльность. Корреляция голосования за «Единую Россию» с долей сельского населения достаточно солидна для электоральных исследований (0,57), тогда как самыми «городскими» партиями стали ЛДПР (-0,55) и «Справедливая Россия» (-0,47). Периферизация голосования за «Единую Россию», на наш взгляд, определяется уже упомянутым ростом влияния конъюнктурных факторов, поскольку информационное поле на селе менее насыщенно, а организационные ресурсы «партии власти» мощнее. Как показывают последние думские выборы, в тех сельских районах, где
ИОАП1ПЯ" № 3 (66) 2012
П7
Библиография
юсспИсмм юдптпа
ведут интенсивную работу другие партии, результаты могут быть совершенно иными. То есть, нынешняя лояльность села — это не только политико-культурный феномен, но и следствие воздействия конъюнктурных факторов избирательной кампании.
Возрождение регионализма выражается в лучше структурированной электоральной карте с делением ее на электоральные районы. Так, к поддержке «Справедливой России» в большей степени тяготеет север европейской части страны. Поддержка ЛДПР тоже характерна для северных регионов, а также для Дальнего Востока. За КПРФ голосует Центральная Россия, а также юг Урала, Сибири и Дальнего Востока. ЕР черпает поддержку в национальных республиках и сырьевых регионах, ориентированных на топливно-энергетический комплекс. Кроме того, к голосованию за «партию власти» склонны многие аграрные регионы на юге европейской части страны. В свою очередь, север европейской части, Центральная Россия (за рядом исключений) и крупные промышленные центры Урала, Сибири и Дальнего Востока отличаются наименьшей лояльностью. Весьма значимым стало этническое размежевание: доля русского населения отрицательно коррелирует с голосованием за ЕР и положительно — с голосованием за ЛДПР.
* * *
Итак, некоторое снижение национализации партийной системы сочетается с общим возрождением регионализма в стране. Одновременно усиливается и поляризация ее территории, связанная с расколом на зоны тотально конформистского и повышенного оппозиционного голосования. После пиковых показателей развития электорального авторитаризма в 2007 г. структура российского электорального пространства вновь начинает усложняться.
Голосов Г. 2008. Электоральный авторитаризм в России // Pro et Contra. № 1.
Грин К.Ф. 2011. Политическая экономия авторитарного однопартийного доминирования // Полития. № 1.
Лихтенштейн А.В. 2007. Федерализм и «партии власти» в России: территориальное распределение электоральной поддержки // Гельман В.Я. (ред.) Третий электоральный цикл в России: 2003—2004 годы. — СПб.
Педерсен М. 2004. Электоральная неустойчивость в Западной Европе, 1948—1977 // Анохина Н.В., Мелешкина Е.Ю. (ред.) Партии и выборы: Хрестоматия. Ч. 1. — М.
Туровский Р.Ф. 1999. Политическая география. — М., Смоленск.
Туровский Р.Ф. 2005/2006. Концептуальная электоральная карта постсоветской России // Полития. № 4.
118
■ЮАПШГ № 3 (66) 2012
________________________РОССПИСМЮ ЮАПГГН________________________________
Bochsler D. 2010. Measuring Party Nationalisation: A New Gini-based Indicator That Corrects for the Number of Units // Electoral Studies. Vol. 29. № 1.
Bogaards M. 2004. Counting Parties and Identifying Dominant Party System in Africa // European Journal of Political Research. Vol. 43. № 2.
Bogaards M. 2008. Dominant Party Systems and Electoral Volatility in Africa: a Comment on Mozaffar and Scarritt // Party Politics. Vol. 14. № 1.
Jones M.P, Mainwaring S. 2003. The Nationalization of Parties and Party Systems: an Empirical Measure and an Application to the Americas // Party Politics. Vol. 9. № 2.
Kasuya Y., Moenius J. 2008. The Nationalization of Party Systems: Conceptual Issues and Alternative District-focused Measures // Electoral Studies. Vol. 27. № 1.
Laakso M., Taagepera R. 1979. Effective Number of Parties: A Measure with Application to West Europe // Comparative Political Studies. Vol. 12. № 1.
Molinar J. 1991. Counting the Number of Parties: an Alternative Index // American Political Science Review. Vol. 85. № 4.
Rokkan S. 1970. Citizens, Elections, Parties: Approaches to the Comparative Study of the Processes of Development. — Oslo.
Sartori D. 1976. Parties and Party Systems: A Framework for Analysis. — Cambridge.
Schedler A. (ed.) 2006. Electoral Authoritarianism: The Dynamics of Unfree Competition. — Boulder.
Taylor PJ., Johnston R.J. 1979. Geography of Elections. — L.
Turovsky R.F. 2010. Party Systems in Post-Communist States: New Trends and Bifurcations. Paper presented at International Congress of Central and Eastern European Studies. Stockholm, 25—31 July.
Приложение.
Используемые
формулы
1. Индекс эффективного числа электоральных партий Лааксо и Таагеперы:
N =
1
2? ’
где v — доля голосов г-ой партии.
2. Индекс эффективного числа электоральных партий Молинара:
NP = 1 + N
ZV - v2 Х^2 ’
где N — индекс Лааксо и Таагеперы, vt — доля голосов партии-победительницы.
ИОАП1ПЯ" № 3 (66) 2012
119
юсспИсмм ютш
3. Коэффициент вариации (отношение стандартного отклонения к среднему арифметическому значению голосования за партию в регионах страны; определяется для каждой партии):
v =
О
x
x
где ох — стандартное отклонение, х — среднее арифметическое значение голосования за партию в регионах страны.
4. Коэффициент Джини (определяется для каждой партии):
G= 2Sr=i т _ n + i n%Uy, п ,
где у — процентный показатель партии в i-ом регионе, n — общее число регионов; ранжирование регионов проводится в возрастающем порядке.
5. Евклидово расстояние (определяется для каждого региона):
d(x, у) = У -yi)2+ {х2 -у2)*+... + (я„ - у„)2 = . - у*)2
\ *=1
где х — процентные показатели партий по данному региону, у — средние арифметические процентные показатели голосования за соответствующие партии в регионах страны. 6
6. Евклидово расстояние, скорректированное на число акторов:
d
коррект
(X, у)
где N — число партий.
VZ (xk-Ук>2, N ’
7. Индекс электоральной волатильности (определяется для каждой партии):
P = -JZl(x(> -x>>- (Xt-1 -X-1 )12 ,
где X— и xtl — среднее арифметическое голосования за данную партию по регионам за последние (t) и предыдущие (t—1) выборы соответственно, x — результат голосования за партию в регионе i.
120
ИОАПГАГ № 3 (66) 2012
