Структуры электорального пространства

К А Ф Е Д РА

Г О С УД А Р С Т В Е Н Н О Й П О Л И Т И К И Ф ИЛО СО Ф СКИЙ ФАКУЛЬТЕТ МГУ ИМ . М.В. Л ОМО Н О СО ВА

А.С. АХРЕМЕНКО

Структуры электорального пространства

Москва Издательство «Социально-политическая МЫСЛЬ»

2007

УДК 323(470) ББК 66.3(2Рос) А95

РЕЦЕНЗЕНТЫ: доктор политических наук, профессор И.А. Василенко доктор философских наук, профессор В.И. Коваленко

АХРЕМЕНКО А.С. А95 Структуры электорального пространства. — М.: Издательство «Социально-политическая мысль», 2007. — 320 с.

Монография посвящена проблемам методологии количественных исследований электоральных процессов, концептуализации понятия «электоральное пространство», факторам формирования его структуры и методам ее моделирования. В работе широко освещаются результаты эмпирических исследований избирательного процесса, проведенных автором и другими учеными. Особое внимание уделяется структуре и динамике электорального пространства современной России. Для специалистов в области избирательного процесса, политической географии, а также для всех, интересующихся методологией и методиками количественных политических исследований.

ISBN 978– 5–902168–99–7

© Ахременко А.С, 2007. © Воробьев А.В., оформление, 2007.

Научное издание Сдано в набор 08.02.2007. Подписано в печать 16.02.2007. Формат 60х88/16. Бумага офсетная. Гарнитура «Таймс». Печать офсетная. Усл.-печ. л. 20,0. Уч.-изд. л. 18,87. Тираж 1 000 экз. Заказ № 39. Оригинал-макет и обложка подготовлены А.В. Воробьевым Издательство «Социально-политическая МЫСЛЬ». [email protected] 141200, МО, г. Пушкино, Московский проспект, дом 55. Тел. 772–03–76 Типография ООО «Телер». 125299, г. Москва, ул. Космонавта Волкова, д. 12. Лицензия на типографскую деятельность ПД № 00595.

СОДЕРЖАНИЕ

ВВЕДЕНИЕ ...................................................................................................5 Пространственное моделирование электорального выбора в западной политической науке .............................................................10 Модели электорального пространства на основе теории рационального выбора .......................................................................................10 Принципы рациональности и становление классических подходов в пространственном моделировании электорального выбора ........................10 Модель Даунса ......................................................................................................18 Многомерная проекция классической модели ...................................................19 Проблема «двух пространств» .............................................................................24 Нелинейные метрики, или взгляд на электоральное пространство глазами избирателя.............................................................................................30 Целевые функции, или взгляд на электоральное пространство глазами политических партий ...........................................................................34

За пределами рационального выбора: пространственные проекции теории социальных размежеваний ........................................................38 Социологический подход и теория размежеваний .............................................38 Векторная модель электорального выбора..........................................................40 Дедуктивная логика пространственного моделирования: общие проблемы ...47 Структура электорального пространства: ...........................................................52 Индуктивный подход ............................................................................................52 Структуры и связи ................................................................................................53 Корреляции............................................................................................................55 Линейно-структурный анализ..............................................................................68 Факторный анализ и электоральные структуры .................................................75

Формирование электорального пространства: основы теории...............98 Общие контуры модели......................................................................................100 Социальные и ценностные размежевания ........................................................102 Влияние институциональных факторов на формирование электорального пространства ..........................................................................117 Политические элиты и их влияние на формирование электорального пространства ..........................................................................125

Эволюция электорального пространства России: 1991—2004 гг.........129 Президентские выборы 1991 г. ..........................................................................131 Парламентские выборы 1993 г...........................................................................140 Парламентские выборы 1995 г...........................................................................149 Президентские выборы 1996 г. ..........................................................................158 Парламентские выборы 1999 г...........................................................................165 Президентские выборы 2000 г. ..........................................................................175 Парламентские выборы 2003 г...........................................................................181 Президентские выборы 2004 г. ..........................................................................194 Структуры электорального пространства России: проблема устойчивости..206

Электоральные пространства российских регионов..............................212 Структурные особенности выборов депутатов региональных органов законодательной власти..........................................................227 Алтайский край ...................................................................................................228 Ярославская область ...........................................................................................231 Республика Татарстан.........................................................................................233 Усть-Ордынский (Бурятский) автономный округ............................................236 Тульская область.................................................................................................237 Сахалинская область...........................................................................................240 Иркутская область...............................................................................................243 Читинская область ..............................................................................................246 Калужская область..............................................................................................248 Курганская область.............................................................................................250 Архангельская область .......................................................................................253 Корякский автономный округ............................................................................256 Республика Хакасия............................................................................................258 Владимирская область........................................................................................261 Воронежская область..........................................................................................264 Рязанская область ...............................................................................................266 Амурская область................................................................................................269 Магаданская область ..........................................................................................273 Белгородская область .........................................................................................275 Москва .................................................................................................................278 Республика Чувашия ..........................................................................................281 Республика Тыва .................................................................................................282 Некоторые закономерности и выводы ..............................................................284

ПРИЛОЖЕНИЕ 1. Методика расчета индекса электоральной уникальности региона ...........................................................................288 ПРИЛОЖЕНИЕ 2. Данные для расчета связи между структурным положением «Единой России» в электоральном пространстве и ее результатом.....................................................................................299 ЛИТЕРАТУРА...........................................................................................302 ПРИМЕЧАНИЯ.........................................................................................310

4

ВВЕДЕНИЕ

Наблюдая за ходом различных дискуссий, посвященных предвыборной борьбе, мы нередко встречаемся с суждениями такого рода: «Позиция этой партии резко сдвинулась влево по сравнению с предыдущими выборами»; или «по своей идеологии кандидат N гораздо ближе к кандидату M, нежели к кандидату K»; или «в этом вопросе партия C и партия D заняли противоположные позиции, а партия E — промежуточное положение». Подобные характеристики можно наблюдать и в материалах средств массовой информации, и в научной литературе. И в каждом случае делается попытка соотнести некий политический объект (партию или кандидата) с другим объектом либо с некоторой системой координат. В первом суждении говорится, что партия переместила свою политическую позицию в левом направлении, что с необходимостью предполагает представление о некоторой точке отсчета, ориентире, по отношению к которому происходит движение. Во втором и третьем суждении мы начинаем мыслить в понятиях дистанции, расстояния. В одном случае непосредственно используется метафора «близости»: мы знаем, что N идеологически ближе к M, нежели к K. В третьем же случае о близости или удаленности не говорится напрямую, но мы легко можем соотнести С, D и E по этому критерию. Ясно, к примеру, что расстояние между С и D (их позиции противоположны) больше, чем между С и Е и чем между D и E (ведь Е занимает промежуточное положение между C и D). Используя категории дистанции, близости, удаленности, системы координат, ориентира, движения в определенном направлении мы формируем пространственное представление об электоральном процессе. Эволюция представлений о пространстве имеет многовековую историю. Однако подавляющую часть этого времени концепт пространства развивался, прежде всего, в рамках математической и физической наук и сопутствующих им работах натурфилософов. Так, в математике понимание пространства прошло путь от трехмерного евклидова пространства, представляющего собой приближенный образ реального пространства, до гораздо более общего понятия пространства как множества объектов, называемых его точками. В качестве последних могут выступать отнюдь не только «точки» в привычном смысле слова, но и геометрические фигуры, математические функции, состояния системы в целом. В современной математике «классическое» трехмерное пространство, свойства которого были сформулированы Евклидом с помощью набора аксиом, является лишь одним из бесконечного числа теоретически возможных пространств. Так, созданная А. Энштейном специальная теория относительности математически оперирует т. н. «пространством Минковского» — четырехмерным пространством, объединяющим физическое трехмерное пространство и время. 5

Именно в рамках физико-математических наук были разработаны фундаментальные способы описания различных пространств. В соответствии со ставшей традиционной классификацией они делятся на метрические («количественные») и топологические («качественные»). Метрикой, или метрическим интервалом, называют способ вычисления расстояния между двумя объектами. Например, в линейном евклидовом пространстве (представляющем собой прямую линию или отрезок прямой) расстояние между точками А и В будет равно модулю разности их координат (Dist (А, В) = ‫׀‬А– В‫) ׀‬. Так, расстояние между точками А (–3) и В (–5) будет равно 2. Для n-мерного евклидова пространства метрика задается несколько более сложной формулой: n

dist =

∑ (x i =1

i

− yi ) 2

.

Именно способ вычисления расстояния является ключевой метрической характеристикой пространства. Топологическими называют наиболее общие свойства пространства, такие как размерность, непрерывность, однородность и некоторые другие. Так, реальное физическое пространство трехмерно, непрерывно, однородно (все его точки равноправны) и изотропно (все его направления равноправны). Математическая топология изучает свойства геометрических объектов при различных трансформациях, при этом сосредотачивается на взаимном расположении частей, отвлекаясь от свойств наподобие размера фигур или их точного положения в пространстве (метрических свойств). Именно топология сформулировала представление о том, что пространство представляет собой не простую совокупность или множество элементов, а совокупность или множество, несущее определенную структуру. На первый взгляд, все это выглядит довольно абстрактным применительно к изучению социальных и политических процессов. Однако многие подходы математиков и физиков получили отражение в создании неклассических (то есть не относящихся к физическому миру) пространственных теорий. Всплеск интереса к концепту пространства среди представителей гуманитарных наук происходит в XX веке, когда появляются теории социального, экономического, знаково-смыслового (семантического) пространств. Так, в социологии можно говорить уже о наличии нескольких «школ» в пространственном осмыслении социального мира. Одну из них, представленную прежде всего П. Сорокиным, можно назвать «метрической». Она делает упор на точное определение положения индивида или группы в многомерной системе социальных координат. П. Сорокин писал: «Социальное пространство есть некая вселенная, состоящая из народонаселения земли... Социальная практика уже выработала… надежный и простой метод, сходный с системой координат, используемой для определения геометрического положения объекта в геометрическом пространстве. Составные части дан6

ного метода таковы: 1) указание отношений человека к определенным группам; 2) отношение этих групп друг к другу внутри популяции; 3) отношение данной популяции к другим популяциям, входящим в человечество. Дабы определить социальное положение человека, необходимо знать его семейное положение, гражданство, национальность, отношение к религии, профессию, принадлежность к политическим партиям, экономический статус, его происхождение и т. д. Только так можно точно определить его социальное положение» 1. Другая школа (П. Бурдье) делает акцент не на элементах и расстояниях, а на связях и топологических свойствах. «Прежде всего социология представляет собой социальную топологию, — отмечал П. Бурдье. — Так, можно изобразить социальный мир в форме многомерного пространства, построенного по принципам дифференциации и распределения… Агенты и группы агентов определяются по их относительным позициям в этом пространстве… Можно описать это пространство как поле сил, точнее, как совокупность объективных отношений сил, которые навязываются всем входящим в это поле и которые несводимы к намерениям индивидуальных агентов или же к их непосредственным взаимодействиям» 2. П. Бурдье определяет социальное пространство как «ансамбль невидимых связей, тех самых, что формируют пространство позиций, внешних по отношению друг к другу, определенных одни через другие, по их близости, соседству или по дистанции между ними, а также по относительной позиции: сверху, снизу или между, посредине» 3. Во второй половине прошлого столетия пространственный подход начинает «завоевывать место под солнцем» и в политической науке. При этом ключевой сферой его применения на длительное время стало построение пространственных моделей электорального выбора. Уже к 1970-м — 1980-м гг. оно полностью сформировалось как самостоятельное направление теоретикоприкладного политического анализа, со своей «классической» методологической базой и новыми векторами научного поиска. Основной вклад в создание методологии и методик пространственного моделирования принадлежит ученым США. Однако если на первых порах направление было сугубо «американским» и в плане авторства, и в плане объектов исследования, то с конца прошлого века начинается активный (и весьма проблемный) период адаптации созданных моделей к доминирующим в Европе многопартийным системам и политическим условиям «новых демократий» — бывших членов социалистического лагеря и стран третьего мира. В самом общем виде пространственное моделирование электорального выбора можно определить как процедуру соотнесения политических позиций избирателей с политическими позициями партий и кандидатов, причем оба типа позиций представляются как объекты в некотором n-мерном политическом пространстве. Как будет показано на страницах этой книги, созданные учеными модельные пространства политического выбора характеризуются различной топологией. Например, в одних случаях измерения 7

пространства представляют собой шкалы поддержки неких общих идеологий (левых и правых, консерваторов и либералов и т. д.), в других оси координат строятся в соответствии с ключевыми вопросами политической повестки дня. В обоих случаях мы имеем разные варианты размерности электорального пространства. Еще большим разнообразием отличаются метрические характеристики созданных моделей. Так, для определения «дистанции» между избирателем и кандидатом, между несколькими политическими партиями используются как различные линейные метрики, так и нелинейные (расстояние задается отрезком кривой); евклидово расстояние конкурирует с векторным исчислением и т. д. Однако дело не просто в разнообразии предложенных математических решений. Наиболее интересно то, что каждое из них базируется на той или иной парадигме электорального поведения избирателей, шире — на определенном понимании мира политического и его закономерностей. Современная политическая наука является мультипарадигмальной, что принципиально отличает ее от всех наук естественных и некоторых общественных. Например, в физике в разные периоды времени мы можем вычленить главенствующую парадигму — доминирующий «угол зрения» на физический мир. Длительное время он определялся постулатами классической механики Ньютона, в XX столетии на смену этой парадигме пришли принципы относительности и квантовой механики. В политической науке парадигмы «соседствуют», сосуществуют: актуальными являются принципиально разные подходы, каждый из которых интерпретирует политическую реальность по-своему. Так, феномен электорального поведения можно рассматривать с позиций теории рационального выбора, социологического подхода, институционального подхода, политико-географической концепции диффузии инноваций, теории локальных социальных сетей и т. д. Причем уместно говорить скорее о взаимодополнении, нежели о противоречии этих концепций. Политическое поведение — чрезвычайно сложный и многогранный феномен, и каждая из названных парадигм концентрирует свое внимание на одной из его «граней». Современные политологические парадигмы (по крайней мере, некоторые из них) отличаются не просто различным пониманием связей между политическими явлениями и процессами, но принципиальными подходами к формированию научного знания, магистральными путями построения здания политической науки. В этой связи закономерно, что разные политические теории продуцируют совершенно разные пространственно-аналитические видения мира политического (визуальная аналогия здесь справедлива, так как концепт пространства неразрывно связан со зримостью). Более того, сконструированные в рамках разных парадигм пространственные модели с чрезвычайной ясностью эксплицируют их глубинную логику, свойственные им «прорывы» и «тупики» понимания политической реальности. Используя выражение М. Фиорины, в таких моделях «все карты на столе» (the cards are on the table) 4. Поэтому пространственное моделирование представляет 8

большой интерес не только как прикладной метод анализа и прогнозирования электоральных процессов, но и как инструмент теоретического познания политической реальности. Наряду с рассмотрением пространственных моделей политического выбора в рамках уже имеющегося набора электоральных опций, мы уделим особое внимание проблеме формирования самого пространства электорального выбора. До сих пор в научной литературе, в том числе зарубежной, этой проблеме уделялось незаслуженно мало внимания. Конечно, чрезвычайно важно понять, как избиратель принимает решение о голосовании за ту или иную партию. Однако не менее важно понимать, каким образом формируется предлагаемый избирателю набор альтернатив, какой структурой он обладает? В нашем изложении будет показано, что структурное положение партии или кандидата в электоральном пространстве, то есть в соотнесении с другими участниками выборов, существенным образом влияет на их итоговый результат. Изложенные в книге теоретические рассуждения автор постарался максимально дополнить разнообразными результатами анализа эмпирического материала. Основное внимание уделяется электоральному пространству России и ее регионов, хотя имеется и ряд исследований по зарубежным странам. Читателю предоставляется возможность попутно ознакомиться с теми количественными методами, которые используются в исследованиях: корреляционным, регрессионным, факторным анализом. Автор надеется, что его работа окажется полезной как для специалистов в области политической науки, так и для широкого круга читателей, интересующихся избирательным процессом и проблемами методологии общественных наук в целом.

9

ПРОСТРАНСТВЕННОЕ МОДЕЛИРОВАНИЕ ЭЛЕКТОРАЛЬНОГО ВЫБОРА В ЗАПАДНОЙ ПОЛИТИЧЕСКОЙ НАУКЕ

Модели электорального пространства на основе теории рационального выбора Начнем наше рассмотрение проблем электорального пространства с моделей электорального поведения, созданных в рамках теории рационального выбора. Сделаем это по двум причинам. Во-первых, пространственное моделирование электоральных процессов как самостоятельное направление сформировалось именно в рамках рационально-инструментальной парадигмы. На первом этапе (1950-е — 1970-е годы XX века) наибольший вклад в его развитие внесли ученые США, где теория рационального выбора была и остается ведущим направлением. Во-вторых, именно в теории рационального выбора основные концептуальные и методические проблемы пространственного моделирования предстают в наиболее эксплицированном, «чистом» виде.

Принципы рациональности и становление классических подходов в пространственном моделировании электорального выбора Прежде всего, охарактеризуем концептуальный подход теории рационального выбора (или, как ее иначе называют, позитивная политическая теория, positive political theory) к методологии формирования политологического знания. Данная теория стремится выстроить здание политической науки на основе совокупности простых аксиоматических утверждений, которые затем развиваются в теоремы, эволюционирующие в свою очередь в сложные теоретические конструкции. Даже на уровне понятий просматривается явная аналогия с математикой: действительно, теория рационального выбора использует присущий математике дедуктивный подход к формированию теории. Схематично дедуктивный подход можно изобразить следующим образом (см. рис 1). Как видно из приведенной схемы, отправным пунктом является теория. На основе определенных теоретических положений дедуктивным путем формируются предположения относительно фактов реальной действительно10

сти, которые затем сопоставляются с этими фактами. В случае соответствия предположений фактам теория получает дополнительное подтверждение. В случае несоответствия теория в ее нынешнем виде отвергается, ее место занимает другая теория, скорректированная в соответствии с фактами 5. Рис. 1

Гипотеза

Сопоставление гипотез и фактов

Теория

Соответствие

Несоответствие Переработка теории в свете новых фактов

Отвержение теории в ее нынешней форме

В позитивной политической теории ключевым концептом «аксиоматического» уровня является утверждение о рациональности индивида. Содержание понятия «рациональность» в его современном понимании требует некоторых пояснений. Считается, что индивид выбирает из нескольких альтернатив поведения в соответствии со своими предпочтениями. Другими словами, индивид способен установить некоторое отношение между альтернативами с точки зрения своих предпочтений, ранжировать их. Например, если А имеет три альтернативы x, y, z, он может соотнести их между собой: например, предпочесть альтернативу x альтернативе у (символически “xPАy”), а альтернативу y альтернативе z (“yPАz”), и на этой основе принимать решения. Также возможна ситуация, когда альтернативы являются равнозначными для индивида: в этом случае говорят, что он индифферентен в отношении этих альтернатив (например, в отношении альтернатив y и z (“yIАz”) 6. В качестве аксиомы принимается утверждение, что при рациональном принятии решений индивид стремится к максимизации своей выгоды или пользы ((utility), то есть в ситуации xPАy и yPАz выбором А станет альтернатива х. При этом важно отметить, что рациональность индивида оценивается не на основании результата выбора (известно, что не все люди способны принимать наиболее выгодные для них решения), а на основании самого процесса принятия решения (т. н. концепция ограниченной рациональности). Важной чертой теории рационального выбора является методологический индивидуализм, утверждающий, что коллективные социальные решения могут быть моделируемы путем агрегирования индивидуальных реше11

ний. Теория рационального выбора принимает во внимание случайный компонент в индивидуальном поведении, но интегрально социальные системы ведут себя как коллективные рациональные сущности (c некоторой погрешностью, связанной с отдельными индивидуальными отклонениями от рациональности) 7. Другой аспект методологического индивидуализма, логически связанный с предыдущим, — постулирование приоритета индивидуальных интересов над групповыми ценностями. Политика, таким образом, превращается из деятельности по достижению общего блага в духе античных философов в процесс обмена между «эгоистически» мотивированными, рациональными индивидами. «Политика, — пишет «современный классик» теории рационального выбора, американский экономист Дж. Бьюкенен, — есть сложная система обмена между индивидами, в которой последние коллективно стремятся к достижению своих частных целей, так как не могут реализовать их путем обычного рыночного обмена. Здесь нет других интересов, кроме индивидуальных. На рынке люди меняют яблоки на апельсины, а в политике — соглашаются платить налоги в обмен на необходимые всем и каждому блага: от местной пожарной охраны до суда» 8. Впрочем, господство индивидуальных интересов совсем не обязательно влечет за собой их конфликт с интересами более общего плана. Как писал один из предшественников теории рационального выбора, знаменитый экономист Адам Смит, «каждый отдельный человек имеет в виду лишь собственный интерес, преследует лишь собственную выгоду, причем в этом случае он невидимой рукой направляется к цели, которая не входила в его намерения. Преследуя свои собственные интересы, он часто более действенным образом служит интересам общества, чем тогда, когда сознательно стремится служить им» 9. Однако вернемся к проблеме рациональности с точки зрения ее формализованного представления. Чтобы решение, принятое индивидом в соответствии со своими предпочтениями, считалось рациональным, необходимо соблюдение двух дополнительных условий. Первое из них называется условием сопоставимости или полноты. Оно гласит, что для любой пары альтернатив возможно установление отношения предпочтения или индифферентности. Второе условие называется условием транзитивности. Отношения предпочтения являются транзитивными в следующих случаях: если мы знаем, что А предпочитает альтернативу x альтернативе у (xPАy), а альтернативу y альтернативе z (yPАz), мы можем однозначно заключить, что x для А предпочтительнее чем z (xPАz). То же самое для отношения индифферентности: если xIАy и yIАz, то всегда xIАz. Данный набор условий органичным образом порождает пространственную интерпретацию политического выбора. Условия полноты и транзитивности фактически обеспечивают возможность расположения альтернатив в некотором однородном пространственном континууме, в простейшем случае — как точек на прямой линии. Например, имеется конкретный вопрос 12

политической повестки дня — объем планируемых государственных расходов на образование и науку в процентах от общего объема расходной части бюджета. Реально обсуждается, к примеру, диапазон от 1% до 8%. Таким образом, пространство альтернатив может быть геометрически представлено координатной прямой 10 (рис 2). Рис. 2 0%

1%

2%

3%

4%

5%

6%

7%

8%

100%

Согласно представлениям теории рационального выбора, индивид имеет в таком пространстве альтернатив некую идеальную точку (ideal point), — наиболее предпочтительный вариант, с которым связана максимальная «выгода» или «полезность» для данного индивида. Данное представление несколько усложняет исходную картину, вводя в нее еще одно измерение — измерение полезности. Разным альтернативам соответствует разный уровень индивидуальной полезности (если только не присутствует отношение индифферентности, в этом случае полезность одинакова), что обеспечивает возможность их ранжирования. Для каждого индивида может быть отображена особая функция полезности (utility function), отражающая связь индивидуального уровня полезности со значениями в пространстве альтернатив (issue space), например, для индивида А (рис. 3). Рис. 3 идеальная точка А

полезность

0

1%

2%

3%

4%

5%

6%

7%

8%

В данном случае идеальная точка соответствует 6% — наиболее предпочтительный для А вариант, когда уровень полезности является максимальным. Выше отображена наиболее типичная для теории рационального выбора одновершинная (унимодальная) функция полезности (single peaked 13

utility function) в которой 1) идеальная точка только одна; 2) уровень полезности монотонно убывает по мере удаления значений расходов на образование и науку от идеальной точки (в любом направлении). Математически функция полезности может быть также задана колоколообразной кривой. Таким образом, расстояние от идеальной точки до предлагаемой альтернативы определяет степень ее поддержки индивидом: чем больше расстояние, тем меньше поддержка. Расстояние как интервальная величина может быть в данном случае точно оценено как модуль разности между значением идеальной точки и значением предлагаемой альтернативы (таким же образом мы можем вычислить расстояние не только между идеальной точкой избирателя и политической партией, но и между политическими партиями): Dist (zА, K) = ‫ ׀‬zА - K‫׀‬ где zА — идеальная точка А. Например, если предлагается альтернатива n=4 %, от идеальной точки А ее будет отделять

‫׀‬6—4 ‫ =׀‬2, для альтернативы m=7 % ‫׀‬6 — 7 ‫ =׀‬1, для % ‫׀‬6 — 5 ‫ =׀‬1. В этом случае альтернативы m и k

альтернативы k=5 индифферентны для А (mIАk), и обе они предпочтительнее n (m,kPАn). В общем виде, А предпочтет альтернативу m альтернативе n тогда и только тогда, когда справедливо

‫ ׀‬zА - m‫ ׀ < ׀‬zА - n‫׀‬ Несмотря на кажущуюся тривиальность всех этих построений, вполне уместно говорить о целом комплексе свойств такого пространства, причем не все из них можно оценить однозначно. Так, двояко можно оценить размерность полученного пространства: в принципе оно одномерно, но включение уровня полезности как самостоятельного измерения позволяет оценить такое пространство как двухмерное с прямоугольной системой координат 11. Оба измерения такого пространства, в отличие от пространства физического, конечны. Так, ось альтернатив конечна в силу того, что решение принимается всегда как выбор из ограниченного числа альтернатив. Ось «выгоды» также конечна, что предопределяется самой концепцией идеальной точки (как точки максимальной выгоды). Отдельный интерес представляет проблема метрики данного пространства, то есть способа измерения расстояния между его точками. С осью альтернатив все вполне ясно: метрика здесь является линейной (расстоянием между точками А и B является отрезок прямой AB). Как было отмечено, она задается формулой Dist (zА, K) = ‫ ׀‬zА - K.‫׀‬ Сложнее дело обстоит с осью «полезности», где метрика фактически не задана. Более того, по зрелом размышлении мы придем к выводу, что ось полезности не является самостоятельным измерением по отношению к оси альтернатив (в обычном пространстве мы оперируем длиной, высотой и шириной как независимыми характеристиками объектов). По существу, измерение полезности целиком формируется концептом идеальной точки — 14

альтернативы, задающей предел оси (максимум полезности). Другими словами, без наличных альтернатив измерения полезности не существует, оно является фактическими инструментом установления отношений (предпочтения или индифферентности) между альтернативами, его можно назвать пространственной проекцией правила выбора (критерия). Собственно правило выбора задает одновершинная функция полезности, важным свойством которой является симметричность С «традиционным» пространством описанное выше электоральное пространство роднят такие свойства, как однородность и изотропность (равенство всех мест и направлений), а также нулевая кривизна. В соответствии с описанными представлениями в пространстве альтернатив можно разместить не одного, а множество индивидов с их идеальными точками и попытаться определить, каким образом совокупность индивидуальных предпочтений будет агрегироваться в единый коллективный выбор. В этой парадигме с использованием простого одномерного континуума был создан целый ряд классических работ, к каковым можно отнести труды К. Эрроу 12, К. Мэя 13, Д. Блэка 14 и других. Все они формируют общую логику «пространственного мышления» при анализе процедур голосования, хотя еще не содержат в прямом смысле моделирования электорального выбора. В этих работах присутствуют различные варианты решения одного вопроса (одномерное пространство выбора) и выбирающие индивиды с их идеальными точками, но еще нет третьей ключевой составляющей — кандидатов или политических партий. Но впервые проблема выбора в ее математической плоскости была поставлена еще двести лет назад выдающимся мыслителем Кондорсе. Именно он сформулировал парадокс «цикличного голосования», получивший его имя. Было установлено, что при принятии решения большинством голосов и при наличии более двух альтернатив может возникнуть ситуация, когда решение не может быть принято в принципе. Так, есть группа из трех индивидов А, В и С и три кандидата N, M, O. Предпочтения индивидов (по нисходящей) относительно кандидатов указаны в таблице ниже. Таблица 1 А N M O

В O N M

С M O N

Голосование по системе большинства будет представлять собой попарное рассмотрение альтернатив всеми участниками. Несложно убедиться, что такая процедура в данной ситуации принципиально неспособна выявить победителя. Так, N победит M, так как: А выберет N как наиболее предпочтительную альтернативу, в соответствии с той же логикой С выберет М. Решающим становится голос В, для которого N предпочтительнее М. 15

Аналогичным образом O победит N, М победит О. Очевидно, голосование приобретает циклический характер. Однако представим, что меняется сам способ принятия решения: сначала на голосование выносится одна пара альтернатив, а затем победитель в этой пары соревнуется с оставшейся третьей альтернативой. Несложные логические умозаключения быстро приведут нас к выводу, что всегда победителем окажется третья альтернатива, а обе альтернативы первого голосования проигрывают. Соответственно, принципиальное значение приобретает вопрос о том, кто из троих участников группы будет формировать повестку голосования. Так, А выберет порядок «O против M, победитель против N», так как N — лучший кандидат для А — в этом случае однозначно выигрывает. Это построение на самом деле является пусть простейшей, но все же работающей моделью влияния институционального фактора (как проводится процедура голосования) на политическое поведение. Теория рационального выбора имеет на сегодняшний день в своем багаже множество куда более сложных моделей, с помощью которых можно анализировать и предсказывать сложные политические процессы. Многие из этих моделей изначально разрабатываются в рамках экономической науки, а затем адаптируются применительно к политическим реалиям. Однако вернемся к рассмотрению проблемы выбора в одномерном континууме. Знаменитая теорема «среднего голосующего» (median voter theorem) К. Блэка постулирует, что (в несколько упрощенном виде) выигрывает та идеальная точка, которая занимает положение медианы по отношению к остальным (медиана — середина ранжированного числового ряда, слева и справа от которой расположено равное число элементов ряда). При этом необходимо соблюдение двух уже знакомых нам условий: функции полезности всех голосующих индивидов должны быть одновершинными и находиться в одномерном пространстве. В более строгом смысле теорема Блэка утверждает, что медианная идеальная точка обладает «пустым множеством предпочтений» (empty winset). Последний термин требует некоторых пояснений. Вернемся к рисунку 3, где идеальной точкой A является 6. Возьмем любую другую альтернативу, например k=5. Теперь мы можем определить множество всех альтернатив, которые А предпочтет k, PА(k). В соответствии с логикой построения одновершинной функции полезности, это будет интервал от 5,1 до 6,9; для каждой из этих альтернатив уровень полезности для А будет выше, чем для альтернативы 5. Точно так же можно определить множества альтернатив, которые предпочтут k=5 еще четыре индивида B, C, D, E с идеальными точками 2, 3, 4, 7 15. Графически (см. рис. 4). На рисунке видно, что некоторые интервалы как бы накладываются друг на друга: например, есть область значений, общая для A и E. Это означает, что существует множество альтернатив, которые А и Е оба предпочитают альтернативе k (в нашем случае это значения в интервале от 5,1 до 6,9). Важный вопрос состоит в том, какую область альтернатив большинство предпочитает альтернативе k. Такая область будет называться множеством 16

предпочтений перед k (winset of k, символически W(k)). При простом мажоритарном голосовании в одномерном пространстве выигрывает та альтернатива x, которая обладает пустым множеством предпочтений, W(x)=Ø . Другими словами, альтернатива x выигрывает, если не существует такой альтернативы, которую большинство предпочло бы альтернативе x. Напротив, если множество предпочтений перед x не является пустым W(x) ≠ Ø, x не выигрывает, так как существуют другие альтернативы, которые большинство предпочтет x. Рис. 4 B

C

D

A

E

6%

7%

K 0

1%

2%

3%

4%

5%

PD(k)

8%

PA(k)

PC(k)

PE(k)

PB(k) В соответствии с теоремой Блэка, пустым множеством предпочтений обладает медианная альтернатива. Это можно увидеть на нашем примере, где медианной альтернативой является идеальная точка индивида D=4 (рис. 4). Легко заметить, что любая точка слева от D будет обладать непустым множеством предпочтений, — всегда будет существовать альтернатива, которую коалиция голосующих D, A и E предпочтет ей. То же самое справедливо и для любой точки справа от D, только в данном случае большинство образует коалиция B, C и D. И только в точке D образуется своеобразное равновесие — пустое множество предпочтений, W(D) = Ø, так как не существует коалиции голосующих, сумевших бы набрать большинство в пользу другой альтернативы. Следует отметить, что содержательная логика этих построений базируется на принципе «наименьшего зла»: выбирается не лучшая для всех игроков альтернатива (что невозможно согласно другой теореме, сформулированной уже названным выше нобелевским лауреатом К. Эрроу), а «не худшая» для всех альтернатива. 17

Модель Даунса Впервые целостный подход к пространственному моделированию электорального выбора (а не просто выбора) был сформулирован в фундаментальной для позитивной политической теории работе Э. Даунса «Экономическая теория демократии» 16. Предшественником Даунса на этом направлении считается экономист Г. Хоттелинг, еще в 1929 г. опубликовавший статью «Стабильность в конкуренции» 17. Работа была посвящена анализу того, на первый взгляд, странного факта, что многие конкурирующие фирмы располагают свои торговые точки в непосредственной пространственной близости друг от друга (что вполне актуально и для современной экономики). При этом Хотеллинг обратил внимание и на то, что сходным образом ведут себя ключевые американские политические партии, демонстрируя очень близкие политические позиции. Это наблюдение получило объяснение в пространственной модели, предложенной Даунсом. Он является автором ставшего классическим «лево-правого» континуума, представляющего собой одномерное отображение идеологических предпочтений избирателей и кандидатов (партий). Даунс предложил 100-балльную шкалу, упорядочивающую идеологические позиции от крайне левых (близкие к 0 значения) до крайне правых (близкие к 100). Базовым шкалообразующим признаком является соотношение доли государственных и частных структур в экономической и социальной жизнедеятельности общества. Ключевой вопрос, формирующий полюса этой шкалы, можно сформулировать следующим образом: из какого сектора вы хотите получать товары и услуги (и то и другое — в широком смысле слова) — из частного или государственного? Крайне левым взглядам соответствует тяготение к чрезвычайно высокой роли государства в жизнедеятельности общества, крайне правым, соответственно, видение государства как «ночного сторожа». Важно подчеркнуть, что даунсианский левоправый континуум представляет собой некую суммарную меру ответов на отдельные вопросы политической повестки дня (issues), позиционирования в более широком спектре политических курсов (policies). Среди них: способы регулирования частного сектора государством; распределение налогов; размеры пособий по безработице; допустимые границы инфляции, государственная политика в отношении таких вопросов как аборты и разводы и т. д. и т. п. В модели Даунса политические партии и кандидаты действуют с прицелом на получение или сохранение контроля над правительством, что в американской мажоритарной двухпартийной системе обеспечивается только победой на выборах. Соответственно, цель партии — максимизировать получаемые на выборах голоса. Партии и их кандидаты предлагают избирателям определенные политические платформы, которые голосующие оценивают с точки зрения близости к своей собственной позиции. В терминах пространственного моделирования, партии стремятся так «разместить» 18

свое политическое предложение на 100-балльной шкале, чтобы ближе к этой точке оказалось как можно больше идеальных точек избирателей. Модель Даунса строится исходя из того, что функции полезности избирателей являются одновершинными. Расстояние от позиции партии до позиции избирателя определяется в соответствии с классической формулой — как модуль разности координат. Кроме того, считается, что идеальные точки распределены по шкале равномерно. Это, конечно, довольно грубое приближение к действительности: в реальной американской политике распределение голосов избирателей по лево-правому континууму гораздо более точно аппроксимируется кривой нормального распределения (колокол Гаусса). Представим электорат из 1000 избирателей, чьи идеальные точки равномерно распределены по 100-балльной лево-правой шкале, и две партии — L и R. Предположим, партия L выбирает левую политическую платформу и располагает свою позицию в точке 30 (рис. 5). Рис. 5 L=30 0

100

Какое положение в этом случае выберет партия R, исходя из задачи максимизации голосов? Очевидно, как можно ближе к партии L и справа от нее (например, R=31). В таком случае ближе к ней окажутся примерно 70% избирателей, тогда как ближе к партии L — всего 30%. В целом, партия R, определяющая свою позицию после того, как это сделала партия L, всегда будет занимать позицию рядом с ней и со стороны большего числа голосов. Как тогда будет позиционировать себя партия L, если она учитывает тактику партии R? Естественно, как можно ближе к середине. Если же партии L и R формулируют свои позиции одновременно (что более соответствует реалиям избирательного процесса), каждая из них — исходя из тех же соображений — выберет середину политического континуума 18. Поэтому позиции республиканской и демократической партий в США порой слабо различимы даже для искушенного наблюдателя. Таким образом, Даунс описал центростремительную тенденцию в американской (и, шире, мажоритарной) политической системе, фактически предсказанную Блэком и отмеченную Хотеллингом 19.

Многомерная проекция классической модели Описанные выше подходы базируются на одномерном пространственном континууме. Однако большинство указанных условий вполне реализуемо и в многомерном пространстве. Развивая наш первый пример с расходами на 19

образование и науку, представим, что общий объем расходов определен; следующим шагом является определение доли расходов на образование и доли расходов на науку в этом суммарном объеме. В этом случае пространство альтернатив будет иметь два измерения: пусть оси X соответствуют расходы на образование (в процентах от общего объема), оси Y — расходы на науку. Как и в одномерном случае, мы можем поместить идеальную точку zА в это геометрическое пространство альтернатив. Пусть А считает, что расходы на образование должны превышать расходы на науку на 20%. Тогда его идеальная точка будет иметь положение (рис. 6). Рис. 6 100%, наука

идеальная точка zА

40%

100%, образование 0

60%

Как и в случае с одномерным пространством, мы можем добавить в это геометрическое представление измерение полезности и построить функцию индивидуальной полезности в соответствии с обозначенными выше предпосылками (одновершинность, монотонное убывание полезности по мере увеличения расстояния до идеальной точки, рис. 7). Рис. 7 полезность

наука

образование

20

Проекция функции полезности на плоскость, образуемую осями двух рассматриваемых вопросов, будет представлять собой круг (рис. 8) В более сложном случае, это может быть эллипс (рис. 9): такая форма отражает большую гибкость (готовность идти на уступки) А по расходам на образование по сравнению с расходами на науку.

Логика установления отношений предпочтения между альтернативами та же, что была описана выше. Чем ближе к идеальной точке расположена альтернатива, тем более предпочтительной она будет для А. Так, на рис. 8 А предпочтет альтернативу c альтернативам m и n, которые в свою очередь лучше альтернативы b; между альтернативами m и n установлено отношение индифферентности. Иногда круговые проекции функции полезности на плоскость называют кривыми индифферентности (indifference curve), так как расположенные в любых точках окружности альтернативы равнозначны (равноудалены от идеальной точки). Если имеется точка на кривой индифферентности (в нашем случае m и n), все точки внутри окружности образуют множество предпочтений перед m (или n). В нашем примере этому множеству принадлежит c. Точно так же в двухмерном пространстве мы можем отобразить множество предпочтений перед k, общее для нескольких индивидов. Имеются индивиды А, B и C с соответствующими идеальными точками, и альтернатива k (рис. 10). Кривые индифферентности обозначают множества предпочтений перед k для каждого из индивидов. Те области, где кривые пересекаются, образуют общие для A и B, A и C, B и C множества предпочтений перед k. 21

Рис. 10

PА(k)∩PC(k)

PB(k)∩PC(k)

C k B A

PА(k)∩PB(k) Существует ли в таком пространстве некое общее правило определения «альтернативы-победителя», подобное медианному положению в теореме Блэка? Да, но для очень ограниченного числа случаев. Правило среднего голосующего справедливо, например, тогда, когда все идеальные точки лежат на одной линии, как это показано на рисунке 11. Если идеальные точки C, B, A лежат на прямой, непустым множеством предпочтений будет обладать точка B, занимающая медианное положение. Логика доказательства этого положения следующая. Проведем пунктирную линию v, перпендикулярную сплошной линии w, на которой лежат все идеальные точки. Движение по пунктирной линии в любом направлении от точки B (вверх или вниз) невыгодно всем участникам голосования, так как увеличивает расстояние от предлагаемой альтернативы до их идеальных точек. Смещение альтернативы в ту часть плоскости, которая лежит слева от пунктирной линии (на стороне С), невыгодна A и B. То же самое справедливо и для смещения вправо, только в данном случае против этой альтернативы проголосует большинство С и B. Соответственно, оптимальное решение следует искать на сплошной линии w. Таким образом, мы фактически переходим от двухмерного пространства к одномерному, где действует теорема Блэка и где медианная точка B обладает пустым множеством предпочтений. Теорема Плотта 20 экстраполирует действие правила «среднего голосующего» на все случаи т. н. радиальной симметрии, один из которых приведен на рисунке 12. К сожалению, вероятность появления подобной пространственной конфигурации в реальной политической жизни является исчезающее малой, и в многомерном пространстве мы фактически не обладаем универсальным правилом определения «альтернативы-победителя». Этот тезис четко сформулировал МакКелви 21 в своей знаменитой «теореме хаоса»: за исключением редких случаев типа радиальной симметрии, в многомерном пространстве не существует альтернатив с непустым множеством предпочтений. Примечательно, что существует обширный набор современных исследований, нацеленных на поиск не «доминирующей точки», а 22

«доминирующей области» в многомерном пространстве. Она получила название «ядра» (the core) — набора точек, который побеждает все другие альтернативы в условиях мажоритарной системы 22. Рис. 11

Рис.12

v

M

w

A

A B

C

C

B N

Не обладая универсальным правилом для определения победителя в многомерных условиях, мы сохраняем эту возможность для конкретных выборных ситуаций. В многомерном пространстве действует то же правило, что и в одномерном: голосующий выбирает ту партию, позиция которой в электоральном пространстве наиболее близка к его собственной идеальной точке. Таким образом, вновь перед нами встает задача вычисления расстояния между точкой, отражающей позицию партии, и точкой, отражающей позицию избирателя. В одномерном пространстве мы использовали в качестве простейшей метрики модуль разности двух координат. Многие модели используют этот подход и для многомерного пространства: вычисляется сумма модулей расстояний по каждому измерению: dist = ∑‫׀‬Iik — Ijk‫׀‬ Связанные с такой метрикой методологические проблемы мы обсудим ниже. Сейчас отметим лишь, что в пространственном моделировании значительно реже используется обширный арсенал действительно многомерных метрик, накопленный, в частности, в пространственной статистике (о причинах этого ниже). Так, в распространенном методе многомерного статистического анализа — кластер-анализе 23 — используется семь-восемь различных метрик, среди которых евклидово расстояние, взвешенное евклидово расстояние, манхэттенское расстояние, расстояние Чебышева, степенное расстояние, процент несогласия, коэффициент Пирсона и другие. Наиболее часто используется евклидово расстояние — кратчайшее расстояние между двумя точками в n-мерном евклидовом пространстве. Оно вычисляется по простой формуле: n

dist =

∑ (x i =1

i

− yi ) 2 23

Так, если мы имеем x c координатами (1,-1) и y (2;0), расстояние между ними составит________________ __ Dist = √(1 — 2)² + (-1–0)² = √2 Евклидово расстояние не чувствительно к количеству измерений и может работать с пространством, число измерений которого не ограничено (хотя в случае, когда переменных-«осей» больше трех, это пространство уже нельзя визуализировать).

Проблема «двух пространств» Теперь следует вернуться к проблеме «координатных осей», или измерений электорального пространства. Уже в теоретических построениях Даунса фактически присутствуют два разных политических пространства: одномерный лево-правый континуум, отражающий идеологическое позиционирование, и многомерное пространство конкретных вопросов политической повестки дня (налоги, безработица и проч., далее для краткости будем называть его «пространством повестки»). В каком из них на самом деле происходит политический выбор? Даунс считает, что в первом, однако существует целая группа пространственных моделей, оперирующих «исходным» пространством вопросов политической повестки (прежде всего модель Дэвиса-Хинича 24). А если оба пространства имеют право на существование, то каким образом они соотносятся между собой? В данном контексте интерес представляет ряд работ «современного классика» пространственного моделирования М. Хинича: «Пространственная теория голосований при различном восприятии избирателями кандидатов» 25, «Новый подход к пространственному моделированию электоральной конкуренции» 26, «Вероятностный подход к голосованию и важность центристских идеологий в демократических выборах» 27. Следует отметить, что монографии Хинича и Энелоу «Пространственная теория голосований» 28и «Новое в пространственной теории голосований» 29 по сей день являются одними из наиболее фундаментальных работ в пространственном моделировании электорального выбора. Во-первых, подход Хинича базируется на совершенно четком, эксплицированном различении пространства повестки и пространства латентных, обобщающих характеристик (с некоторой долей условности сохраним за ним название идеологического), в котором происходит интегральное восприятие кандидатов избирателями. Последнее пространство обладает, по понятным причинам, гораздо меньшей размерностью по сравнению с первым. В указанных работах идеологическое пространство одномерно (как его и представлял Даунс). Во-вторых, устанавливается определенное соотношение между этими двумя пространствами. А именно: 24

• Избиратели используют свое восприятие кандидатов в идеологическом пространстве для того, чтобы реконструировать (предсказать) их положение в пространстве повестки. Знание избирателя о позициях кандидатов относительно вопросов политической повестки дня считается крайне фрагментарным (что полностью подтверждают данные опросов). Идеологические «лейблы» (такие, как «умеренный демократ», «республиканец эйзенхауэровского типа» и т. д.) помогают избирателям «разместить» кандидата в пространстве повестки, предугадать его позицию по конкретным вопросам. Поэтому идеологический континуум назван авторами «предсказывающим измерением» (predicting dimension) 30. • Одновременно знание артикулированной позиции кандидата по определенному вопросу (вопросам) повестки уточняет его положение в идеологическом пространстве. Таким образом, оба пространства мыслятся различными, но тесно связанными друг с другом. В-третьих, сам способ «преобразования» позиций кандидатов в пространстве идеологии в позиции пространства повестки (и в обратном направлении) индивидуален для каждого избирателя, зависит от особенностей его восприятия. В более ранних работах, пространственная позиция кандидата виделась практически как объективная реальность. Во всяком случае, она выступала как идентичная для всех избирателей, различались лишь идеальные точки голосующих. Это довольно принципиальный момент, и не случайно Хинич назвал свою модель «перцептивной» (perceptual model). Представим кандидатов А и B, с их позициями в идеологическом континууме πА и πB. Имеется также некий избиратель i, стремящийся реконструировать позиции А и B по определенному вопросу повестки j, исходя из πА и πB. В модели Хинича это преобразование осуществляется с помощью простой линейной функции: Аij = bij + πАvij и Bij = bij + πBvij где угловой коэффициент v показывает, каким образом идеологическая позиция будет влиять на позицию по конкретному вопросу (сильно, слабо, с положительным или отрицательным знаком). Константа b представляет собой y-пересечение (точку, в которой π=0); содержательно ее проще всего интерпретировать как отсутствие артикулированной позиции по данному вопросу, согласие со статус-кво, уже проводимой политикой. Одна из оригинальных черт перцептивной модели состоит в том, что в представлении авторов избирательная тактика кандидатов направлена не на изменение их положения на лево-правом континууме (что чрезвычайно сложно для политиков со сложившейся репутацией), а на изменение их «преобразовательных функций» в сознании избирателей. Другими словами, в процессе избирательной кампании π остается практически неизменной; меняются коэффициенты b и v. Предположим, имеется 100-бальный лево-правый континуум, где близкие к 0 значения отражают ультралевую идеологическую ориентацию, а 25

близкие к 100 — ультраправую. Также имеется конкретный вопрос политической повестки дня — уровень расходов на социальную сферу (soc), отображаемый шкалой от 0 до 10. Логично представить, что чем «левее» (ближе к 0) политик, тем больше ассигнований на социальную сферу (ближе к 10) он будет добиваться. Функция, описывающая эту связь, может (к примеру) выглядеть так: soc = 10+ πА×(–0,1) или, что то же самое, soc = 10 — 0,1πА. Для πА=30 прогнозируемый уровень расходов на социальную сферу составит 7 (рис. 13) Рис. 13 10 soc=7

0

soc = 10 — 0,1πА

лево

πА=30

- правый

100

Как было отмечено выше, модель работает и в «обратном направлении»: позиция по отдельному вопросу (воспринимаемая) преобразуется в позицию на лево-правом континууме (предсказываемая). Это происходит посредством функции πА = (Аij –bij)/ vij; для нашего случая πА=(soc-10)/(–0,1). Далее, в полном соответствии с классической моделью, избиратель имеет идеальную точку на шкале каждого из таких вопросов. Положение его идеальной точки сравнивается с позицией кандидата; в итоге получается числовая оценка расстояния между позицией избирателя и позицией кандидата. Выбор делается в пользу кандидата, отделенного кратчайшей дистанцией от позиции избирателя. В терминах математической топологии, уместно говорить об отображении объектов «пространства повестки» в «идеологическое пространство» и обратно. Задать функцию — «это значит каждой точке x некоторого множества А (области определения функции) поставить в соответствие определенную точку f(x) некоторого другого множества B. Говорят в этом случае также, что задано отображение f множества А в множество B. Кратко это записывают в виде f: A→B» 31. Следует отметить, что правомерность редукции к одному лево-правому континууму множества «проблемных измерений» имеет — во всяком случае, по отношению к западным демократиям — статистическое обоснование. Так, статистический анализ результатов социологических исследований Стимсона 32 показал, что в странах стабильной демократии существуют четкие корреляции между оценками граждан таких позиций, как требуемый уровень государственных расходов на образование, здравоохранение, охра26

ну окружающей среды, оборону; значимость роли государства в защите прав человека; значимость роли государства в обеспечении экономической безопасности и т. д. Факторный анализ выявил для этих переменных латентный фактор с объяснительной силой 71% вариации. Стимсон назвал эту латентную переменную «политическим настроем» населения (policy mood). На одном «полюсе» этого фактора — «левая» позиция, предполагающая активную роль государства во всех названных вопросах, на другом — правая, консервативная позиция, предполагающая ограничение государственного участия. Связь между предпочтениями населения по конкретным вопросам и их позиционированием в лево-правом континууме подтверждается также исследованиями Инглехарта, Губера, Фука, Клингеманна, Габеля и Стивенсона 33 (последний доказал зависимость колебаний «политического настроя» от экономических спадов и подъемов). Также следует учесть замечание С. Липсета и С. Роккана: «В западных демократиях избирателей редко просят высказываться по отдельным вопросам. Обычно они вынуждены выбирать между исторически заданными «пакетами» (packages) программ, обязательств, взглядов и даже жизненных позиций (Weltanschanungen)» 34. Все указанные построения позволяют нашему моделируемому избирателю составить представление о позициях кандидатов по всем значимым вопросам политической повестки дня, избежав излишних усилий по сбору прямой информации на этот счет. В этой связи следует отметить, что в теории рационального выбора вопрос о затрате ресурсов избирателя 1) на получение информации об участниках кампании; 2) на сам акт участия в выборах всегда рассматривался как существенный. Еще Э. Даунс поставил проблему т. н. «безбилетного пассажира» (free rider). Учитывая исчезающе малую вероятность того, что голос одного конкретного избирателя окажет какое-либо влияние на общий исход голосования, ожидаемая мотивация граждан к участию в выборах должна быть минимальной. Соответственно трудно предполагать, что столь слабо мотивированный избиратель будет прикладывать значительные усилия к получению информации о позициях партий или кандидатов в проблемных измерениях. Модель Энелоу — Хинича частично решает эту проблему. Часть данных избиратель получает напрямую (воспринимаемые данные), большую же часть он реконструирует с помощью преобразовательной функции (предсказанные данные). Кроме того, перцептивная модель Энелоу — Хинича учитывает, что разные вопросы повестки могут иметь неодинаковую важность для определения электоральных предпочтений избирателей. В модели предусмотрены весовые коэффициенты, корректирующие расстояния между идеальными точками избирателя и позициями кандидатов в зависимости от субъективной значимости вопроса. К примеру, имеется вопрос о расходах на социальную сферу (soc) и вопрос о расходах на армию (arm). Расстояние между идеальной точкой избирателя z и позицией кандидата А по вопросу о соци27

альных расходах составляет 2 (‫׀‬Asoc–Zsoc‫=׀‬2), по вопросу о расходах на армию — 3 (‫׀‬Aarm–Zarm‫=׀‬3). При этом для избирателя вопрос о социальных расходах вдвое важнее, чем вопрос об армии. Чтобы учесть это различие, вводятся весовые коэффициенты βsoc=2 и βarm=1, на которые умножаются («взвешиваются») соответствующие расстояния. В результате расхождения по вопросу о социальной сфере в большей степени дистанцируют кандидата от избирателя, нежели вопрос об армии (взвешенные расстояния составляют 4 и 3 соответственно). Наконец, следует остановиться на некоторых топологических свойствах конструкции Энелоу — Хинича. До сих пор мы говорили о двух пространствах — «пространстве повестки» и «идеологическом пространстве» (континууме), отображаемых одно в другое взаимно однозначно и взаимно непрерывно (гомеоморфно). Приведем толкование этих понятий в книге «Наглядная топология» В. Болтянского и В. Ефремовича: «Если отображение f: A→B непрерывно в каждой точке x0 множества A, то говорят просто, что отображение f непрерывно. Наглядно непрерывность отображения можно себе представить, сказав, что «близкие» точки множества А переходят в «близкие» точки множества В, то есть при отображении f не происходит разрывов, нарушения цельности множества А… Отображение f: A→B называется взаимно однозначным, если в каждую точку множества В отображается точно одна точка множества А. Это означает, что, во-первых, никакие две различные точки множества А не переходят в одну и ту же точку множества В (не «склеиваются» при отображении f) и, во-вторых, каждая точка множества В поставлена в соответствии некоторой точке множества А (т. е. А отображается на все множество В, а не на его часть). Для взаимно однозначного отображения f: A→B можно определить обратное отображение f–1: B→A (которое каждой точке y ∈ B ставит в соответствие точку множества А, переходящую в у при отображении f). Отображение f: A→B называется гомеоморфным отображением (или гомеоморфизмом), если оно, во-первых, взаимно однозначно и, во вторых, взаимно непрерывно, т. е. не только само отображение f непрерывно, но и обратное отображение f–1 также непрерывно 35. Как видно, все эти условия соблюдаются для пространств повестки и идеологии. Но является ли «пространство повестки» целостным пространством в строгом смысле этого слова? Внимательное рассмотрение математических операций, предлагаемых Энелоу и Хиничем, не позволяет дать положительного ответа на этот вопрос. Если бы авторы рассматривали совокупность проблемных измерений как целостную многомерную пространственную конструкцию, логичным было бы вычисление «координат» избирателей и партий/кандидатов сразу по всем его измерениям (вопросам политической повестки). Избиратели и партии в этой ситуации представляли бы собой точки, положение которых определялось бы координатами, 28

число которых равнялось бы числу проблемных измерений. Расстояния между партиями и избирателями в этом пространстве вычислялось бы не по модулям разности координат (Dist (ZА –K) = ‫ ׀‬ZA–K‫) ׀‬, а по общей формуле евклидова расстояния.. Однако в этом случае было бы невозможным гомеоморфное отображение объектов на лево-правый континуум, так как эти два пространства обладают разной размерностью. Лево-правый континуум одномерен, тогда как пространство повестки многомерно. Поэтому в модели Энелоу — Хинича мы фактически имеем дело с множеством одномерных линейных пространств, независимых друг от друга. Координатные линии, представляющие вопросы политической повестки дня, корректнее называть не «проблемными измерениями», а самостоятельными «проблемными пространствами». Схематично это проблема представлена на рисунке 14. Рис. 14 Целостное пространство повестки

Лево-правый континуум

Отдельные пространства повестки

Лево-правый континуум

В рамках моделей электорального поведения, выдержанных в «классической» парадигме, следует остановиться также на проблеме т. н. стратегического голосования. В теории рационального выбора существенным моментом является различение «искреннего» (sincere) и стратегического (strategic) электорального поведения 36. В первом случае избиратель выбирает политическую партию или кандидата, опираясь на критерий близости 29

их позиций к своей идеальной точке (в этой парадигме выдержаны все подходы, которые мы рассматривали выше). Во втором случае дополнительно принимаются во внимание шансы партий и кандидатов на победу. Более развернуто стратегическое поведение определяется таким образом: на коротком временном отрезке избиратель делает выбор, не совпадающий с его реальными предпочтениями для того, чтобы в более отдаленной перспективе реализовать какую-то более значимую выгоду (своего рода «электоральный гамбит»). В качестве примера массового стратегического голосования часто приводят ситуацию с президентскими выборами во Франции, когда в первом туре Жаспен уступил Ле Пену. В наиболее простом же случае избиратель голосует за партию с большими шансами на победу, даже если ее позиция не является наиболее близкой к его идеальной точке. Математическое решение проблемы стратегического голосования выглядит очень просто, хотя и вводит в модель вероятностный компонент. Ряд авторов 37 предположили, что для рационального избирателя точка максимальной полезности будет определяться не только традиционной функцией полезности Ui, но произведением piUi, где pi — оценка индивидом шансов партии на успех. Иногда в литературе прямо различают два типа полезности: «искреннюю полезность» (sincere utility, Ui) и «стратегическую полезность» (strategic utility, piUi). Впрочем, оценка параметра pi не столь проста. Изначально переменная разрабатывалась в рамках американской модели партийной системы, где понятие «шансы на успех» вполне определенно: это вероятность получения большинства голосов. В пропорциональных же системах понятие «успеха партии на выборах» весьма относительно, его вряд ли можно сводить только к преодолению заградительного барьера.

Нелинейные метрики, или взгляд на электоральное пространство глазами избирателя Все рассмотренные выше подходы оперируют линейной метрикой — расстояние между пространственными позициями партий и избирателей является отрезком прямой. Однако по мере развития направления исследователями стали предлагаться нелинейные метрики, определившие выход пространственного моделирования за пределы евклидова пространства. Один из наиболее интересных подходов такого рода представлен в работе Д. Гранберга и Т. Брауна «Восприятие идеологического расстояния» 38. Как и в классическом моделировании, Д. Гранберг и Т. Браун исходили из того, что избиратель будет голосовать за наиболее близкую к его идеальной точке партию. Но вот взгляд авторов на восприятие избирателями этой «близости» отличается от классического подхода кардинальным образом. 30

Одной из ключевых особенностей исследования стал акцент на относительном характере психологического восприятия избирателями кандидатов и партий. Индивид не воспринимает позиции кандидатов и партий как отдельные, дискретные и независимые друг от друга объекты. Напротив, по Гранбергу и Брауну эти позиции воспринимаются и оцениваются одновременно с восприятием и оценкой позиций других партий. Ранее в исследованиях политического восприятия фокус внимания был сосредоточен на восприятии отдельных политиков без учета эффекта их совместного присутствия в политическом пространстве 39. Исключение составляют работа Шермана и Росса 40 и, в особенности, психологическое исследование Оттати, Фишбэйна и Миддлстадта 41. Оно посвящено вопросу, в какой степени восприятие объекта формируется самим объектом, а какой — воспринимающим субъектом 42. В работе утверждается, что установить это соотношение невозможно, если не включить в анализ более одного стимула и более чем одно восприятие одновременно. Понимание восприятия как относительного по своей природе восходит к гештальтпсихологии с ее акцентом на важности контекстов. В более конкретном смысле Гранберг и Браун основывались на теории социального суждения (social judgment theory). Согласно ее представлениям, люди, придерживающиеся крайних политических позиций, будут склонны «притягивать» предпочитаемую партию к своей позиции и одновременно «отталкивать» не пользующуюся их симпатиями партии от своей позиции. Эти психологические тенденции «притяжения» и «отталкивания» соотносятся друг с другом как уподобление и противопоставление 43. Теория социального суждения носит преимущественно описательный характер. Констатируя наличие эффектов уподобления и противопоставления, она практически ничего не говорит об их природе. Здесь на помощь приходит теория когнитивного баланса Ф. Хайдера. В соответствии с этой теорией, люди стремятся минимизировать расстояние до предпочтительного объекта, одновременно пытаясь максимизировать расстояние до непредпочтительного объекта, чтобы достичь, сохранить или восстановить чувство когнитивного баланса44. Представим двухпартийную систему, в которой политические партии A и B занимают позиции 3 и 5 на 7-балльной шкале, дифференцирующей позиции от экстремально либеральных (1) до экстремально консервативных (7). Люди, занимающие позицию 1, будут склонны воспринимать позицию партии А более близкой к их собственной позиции, нежели так обстоят дела в реальности. В то же время они будут «отталкивать» позицию партии B в сторону экстремального консерватизма (7). Избиратели, занимающие позицию 7, будут зеркально воспроизводить восприятие либералов. Люди на позициях 2 и 6 также будут поступать аналогичным образом, но их «притяжение» и «отталкивание» будет менее выраженным. Избиратели на позициях 3 и 5 видят партии таковыми, какие они есть, и сдвигов в их восприятии не происходит. Наконец, избиратели на позиции 4 будут воспринимать расстояние между партиями как минимальное. 31

Та же логика действует и в случае, если партии занимают крайние позиции — 1 и 7. Только здесь сдвиги в восприятии будут иметь место у более умеренных избирателей (например, с позициями 3 и 5; они будут видеть расстояние между партиями меньше, чем оно есть на самом деле). Избиратели же с экстремальными позициями 1 и 7 будут воспринимать дистанцию между A и B как максимальную, каковой она и является в действительности. В пользу того, что экстремально настроенные избиратели ощущают большее расстояние между партиями, чем более умеренные граждане, а те, в свою очередь, большее расстояние по сравнению с центристами, может быть аргументировано не только психологически, но и политически. Логично предположить, что центристы и умеренные в меньшей степени вовлечены в политику и располагают меньшим объемом информации, нежели экстремисты. Менее осведомленные избиратели более осторожны в оценках; они склонны присваивать близкие к средним баллы, чтобы избежать серьезных ошибок. Избиратели экстремальной ориентации, с другой стороны, должны быть более компетентны в своих суждениях, и будут чувствовать себя более комфортно, «растягивая» дистанции в своем восприятии партий. Из всех выше обозначенных соображений вытекают основная и две дополнительные гипотезы исследования. Математически центральная гипотеза исследования была сформулирована следующим образом: дистанцию между идеальной точкой избирателя в определенном континууме и позициями политической партии в том же континууме можно описать с помощью U-образной (параболической) кривой (y= ax2+bx+c). На рисунке 15 по оси x отложены реальные позиции избирателя i (2) и партий A (3) и B (5). По оси y отложены воспринимаемые дистанции между ними. Так, реальная дистанция (по оси x) между i и A составляет 1, воспринимаемая (по оси y) 0.5. Реальная дистанция между i и B составляет 3, воспринимаемая — 5. Заметим, что задачу расчета воспринимаемых расстояний можно переформулировать как задачу вычисления функции полезности. Так как полезность обратна расстоянию, кривая будет иметь «перевернутый» по сравнению с нынешним вид. Как видно, авторы оперируют двумя ключевыми понятиями: «реальная дистанция» и «воспринимаемая дистанция». Однако возникает существенный вопрос: а что такое «реальная дистанция», каким образом ее измерять? Существует ли «объективное» положение партий в пространстве? Не видится никого реалистичного (и не произвольного) метода определения таких положений, кроме как рассчитать некие средние значения множества воспринимаемых расстояний. Из чего следует заключить, что не существует таких положений партий в электоральном пространстве, которые были бы независимыми от положения наблюдателя (избирателя). Соответственно, и дистанции между партиями не могут быть вычислены без знания позиции избирателя (избирателей). Во всех ранее рассмотренных моделях мы имели возможность узнать расстояния между партиями, не принимая в расчет идеальную точку избирателя; в данном же случае это невозможно. 32

Рис 15

dist= 5

dist= 0,5

1

i 2

A 3

4

B 5

6

7

Таким образом, пространство Гранберга — Брауна обладает исключительными метрическими и топологическими свойствами. Образно говоря, они сделали попытку перейти от пространства Ньютона к пространству Эйнштейна, свойства которого зависят от позиции наблюдателя. Дополнительные гипотезы исследования авторы сформулировали следующим образом: • Активные избиратели воспринимают большие расстояния между партиями, чем абсентеисты; • Избиратели, поддерживающие независимую (третью) партию, находящуюся вне политического мэйнстрима, склонны воспринимать меньшее расстояние между двумя основными партиями по сравнению со сторонниками основных партий. Из формулировки гипотезы ясно, что она относится, прежде всего, к американской партийной системе. Эмпирическую основу исследования при тестировании центральной гипотезы составили данные послевыборных опросов общественного мнения в Великобритании (1983) и Нидерландах (1986). Респондентам предлагалась одномерная шкала с уже зафиксированными полюсами. Так, для Великобритании крайне левая позиция была приписана коммунистической партии, крайне правая — Национальному фронту. Далее респонденты должны были расположить на шкале более умеренные партии, а также самих себя. Данные обрабатывались с помощью однофакторного дисперсионного анализа 45: в качестве независимой переменной выступала идеальная точка из33

бирателя на континууме, а в качестве зависимой — воспринимаемая дистанция между двумя партиями (в Великобритании — между консервативной и лейбористской, в Нидерландах вычислялись дистанции между четырьмя основными партиями, которые брались попарно). Полученная F-статистика с высокой степенью статистического доверия подтверждает выдвинутую гипотезу (p-уровень во всех случаях не превышает 0,001). Еще более красноречивы графики, построенные для британского и голландского случаев (рис. 16) 46. Рис. 16

Позиционирование на лево-правой шкале

Великобритания, 1983

воспринимаемая дистанция

воспринимаемая дистанция

Нидерланды, 1986

Позиционирование на лево-правой шкале

Как видно, полученные графики соответствуют U-образной по форме функции. Дополнительные гипотезы также получили подтверждение, в данном случае на эмпирическом материале электоральных опросов в США (1968, 1972–1988 гг.). Строго говоря, наработки Гранберга и Брауна нельзя считать моделью в собственной смысле слова, так как избиратели, партии и вопросы повестки не связаны единой математической формулой. Тем не менее, это интересная демонстрация возможностей нелинейных функций применительно к задачам пространственного моделирования.

Целевые функции, или взгляд на электоральное пространство глазами политических партий Рассматривая процесс развития пространственного моделирования в рамках теории рационального выбора, следует остановиться на работе К. Куинна и А. Мартина «Интегрированная компьютерная модель многопартий34

ной электоральной конкуренции» 47. Она содержит ряд довольно принципиальных подвижек в понимании особенностей пространственного моделирования в условиях пропорциональной избирательной системы, которой и сопутствует многопартийность. В целом, все большее внимание к влиянию институциональных факторов на электоральное пространство отличает развитие пространственного моделирования в конце прошлого и начале нынешнего века. Во-первых, Куинн и Мартин делают акцент на том, что «погоня за голосами» избирателей является не единственной направляющей поведения партий во время выборов. В условиях пропорциональной системы, когда не действует принцип «победитель получает все», партии должны еще и оценивать перспективы своего участия в разделе ресурсов с другими партиями при формировании правящей коалиции 48. Одна из центральных идей авторов состоит в том, чтобы рассмотреть электоральное поведение избирателей, электоральные стратегии партий и процесс формирования коалиций в целом, как составные части единого процесса. Ранее значительное внимание уделялось каждой из этих составляющих, но не им всем в совокупности. Традиционный вопрос, которым задаются исследователи при построении моделей в рамках классической логики: «Какое положение должны занять партии в пространстве повестки или в пространстве идеологий, чтобы набрать больше голосов?». Однако в реальности процесс пространственного позиционирования партий взаимозависим. На электоральные предпочтения избирателя влияет не позиция какой-то единственной партии, но позиции всех партий вместе. Это очень важный момент, так как в моделирование электорального выбора вносится системный компонент (неслучайно это происходит именно в процессе моделирования многопартийной конкуренции; при двухпартийности эта проблема значительно менее актуальна). Для политической науки в целом эта мысль, довольно слабо учтенная в большинстве «классических» пространственных моделей, не является новой. Еще в 1976 г. ее совершенно четко сформулировал Дж. Сартори: «Партийная система — это система взаимных воздействий, возникающих в результате соперничества между партиями… Она опирается на взаимные зависимости партий; на то, что каждая партия представляет собой функцию (в математическом смысле) других партий и реагирует (в духе соперничества или иным образом) на поведение остальных партий» 49. Кстати, Дж. Сартори не был чужд «пространственного мышления»: он разрабатывал свою знаменитую четырехэлементную классификацию партийных систем с использованием понятия «идеологическая дистанция». Так, по этому критерию различаются умеренно и крайне поляризованные многопартийные системы. Однако вернемся к работе Куинна и Мартина. Взаимообусловленный выбор партиями своих стратегий позиционирования непосредственно зависит от их целей. В подавляющем большинстве работ явно или неявно пред35

полагается, что единственной целью партий на выборах является максимизация электорального результата. Собственно, понимание партий как акторов, нацеленных исключительно на получение большинства голосов 50, совершенно четко сформулировано еще у Э. Даунса, работы которого оказали колоссальное влияние на развитие пространственного моделирования. Однако уже с 1985 г. ряд исследователей указывает на очевидное несоответствие реальных партийных стратегий предсказанным на основе принципа максимизации голосов 51. Это побудило Куинна и Мартина принять в качестве ключевой цели политической партии реализацию определенного политического курса в рамках коалиционного кабинета, а получение определенного числа голосов и мест в парламенте (не обязательно абстрактного «максимума»!) — лишь средством достижения этой цели. Основу концептуальной модели составляет выделение пяти последовательных стадий (рис. 17), включающих не только собственно избирательный процесс, но и действия партий после выборов. На старте избирательной кампании партии обнародуют свои платформы (1), которые определяют их позиции в политическом пространстве. Ориентируясь на эти платформы, избиратели отдают голоса тем или иным партиям (2). Ожидается, что избиратель предпочтет ту партию, которая находится ближе к нему в политическом пространстве (классический подход). После выборов голоса, набранные партиями, трансформируются в парламентские места в соответствии с определенным правилом (3). Когда места в парламенте распределены, начинается процесс политического торга вокруг раздела позиций в кабинете министров (4). Наконец, сформированный на основе партийной коалиции кабинет министров начинает реализовывать определенный политический курс (5). Рис. 17 Партии формулируют предвыборные платформы Избиратели голосуют Голоса преобразуются в депутатские мандаты Парламентские партии распределяют портфели в кабинете министров Кабинет реализует политический курс Создатели модели стремятся рассмотреть этот процесс в комплексе, о чем свидетельствует формулировка трех ключевых вопросов. 1. Как предвыборные декларации партий влияют на получение мест в парламенте? 36

2. Как предвыборные декларации и распределение мест в парламенте трансформируются в правящую коалицию? 3. Как предвыборные декларации, распределение мест в парламенте и структура правящей коалиции трансформируется в конкретный политический курс? Примечательно, что модель реконструирует пространственное позиционирование во время избирательной кампании на основе более поздних стадий. Определяется, как должны были бы позиционироваться партии в политическом пространстве при именно таких политических целях. Полученный результат (в качестве эмпирической базы модели использовались данные по парламентским выборам 1989 г. в Голландии) сравнивался с фактическим позиционированием партий. Для дополнительной оценки качества модели результат также сравнивался с позиционированием тех же партий, реконструированном на основе принципа максимизации голосов. В итоге на данном эмпирическом материале подход Куинна и Мартина принес значительно более близкий к действительности результат, нежели традиционный подход. Для построения модели используется стратегическая игровая модель, разработанная еще в 1950 г. Дж. Нэшем 52. Она предполагает, что каждая партия будет занимать такую позицию, которая станет самой выгодной по отношению к лучшим прогнозируемым позициям других партий (a best response to the best responses of all opposing parties). Также используются цепи Маркова — Монте-Карло (MCMC). В целом, математический дизайн модели весьма сложен, и мы не будем его здесь описывать. Обратим внимание лишь на один важный момент: вводится новое понятие и соответствующая формула целевой функции политических партий. Несмотря на очевидные ограничения (например, модель не работает в таких политических системах, где правительство не формируется на основе партийных коалиций, как в России), модель ценна принципиально новым подходом к пространственному позиционированию партий.

37

ЗА ПРЕДЕЛАМИ РАЦИОНАЛЬНОГО ВЫБОРА: ПРОСТРАНСТВЕННЫЕ ПРОЕКЦИИ ТЕОРИИ СОЦИАЛЬНЫХ РАЗМЕЖЕВАНИЙ

В предыдущем разделе мы ознакомились с логикой «пространственного мышления» в рамках классических моделей, возникших на базе теории рационального выбора. Однако существуют и иные концептуальные подходы к объяснению электорального поведения и, соответственно, другие форматы математического дизайна модели. Один из наиболее ярких примеров «альтернативной логики» связан с использованием методологии т. н. «социологического» (социотропного, экологического) подхода в объяснении электорального поведения.

Социологический подход и теория размежеваний Фундамент социологического подхода к электоральным процессам был заложен в ходе исследований группы американских ученых под руководством П. Лазарсфельда, посвященных президентским выборам 1948 г. в США. В результате возникло представление, что решающим образом на формирование электорального выбора влияют не индивидуальные предпочтении избирателя, а его солидарность с определенной социальной группой. П. Лазарсфельд, Б. Берельсон и Г. Гауде писали: «Люди голосуют не просто вместе со своей социальной группой, но и за нее» 53. Таким образом, голосование является экспрессивным, по контрасту с «методологическим индивидуализмом» теории рационального выбора. Завершенный вид социологический подход приобрел в работах С. Липсета и С. Роккана, наиболее известной из которых является «Структуры расколов, партийные системы и предпочтения избирателей» 54. Ключевым концептом в предложенной ими объяснительной схеме стало понятие «расколов» или «размежеваний» (cleavages) 55 — «исторически складывавшихся структурных конфликтов на социетальном уровне, которые «замораживаются» в политической системе и определяют структуру политического соревнования и электоральных предпочтений» 56. Для Западной Европы важнейшими расколами С. Липсет и С. Роккан считали структурные конфликты между центром и периферией, церковью и государством, городом и селом, собственниками и рабочими. Известный немецкий ученый А. Реммеле отмечает, что понятие «раскол» содержит компоненты двух видов: структурные и сущностные. Имеются три 38

структурных компонента: разделительный (дифференциация, существующая между социальными группами), конфликтный (осознание дифференциации) и организационный (организация в защиту групповых идентичности и целей). По сущностному признаку различаются социальные и политические конфликты. Эта категория может использоваться при анализе влияния социальной стратификации на институты и модели поведения или влияния политических институтов на социальные структуры и изменения. Социальные размежевания обычно определяются в терминах социальных установок (attitudes) и моделей поведения и рассматриваются как отражающие традиционные деления социальной стратификации. Политические размежевания определяются обычно в терминах политических установок и моделей поведения 57. Акцент в теоретических разработках С. Липсета и С. Роккана и их последователей делается на трансляцию конфликтов в партийные системы. Политические партии выступают своего рода «политическими адвокатами» социальных групп, артикулируя во время электоральных кампаний те наиболее значимые позиции, которые вытекают из структуры социальных расколов. Таким образом, структура расколов — через политические партии — задает основные параметры «пространства повестки». Представляя собой проблемные измерения, реально существующие в социальном поле, структура расколов заставляет кандидатов и партии определять свои позиции по данным проблемным измерениям 58. При этом важно отметить, что эти позиции мыслятся как полярные, что обусловлено конфликтным пониманием политики как таковой. Социокультурный конфликт симметрично разделяет как социальное, так и политическое поле. В этой связи характерно емкое определение А. Реммеле: «Размежевания — это долговременные структурные конфликты, являющиеся причиной противоположных позиций, представляемых соревнующимися политическими организациями». 59 Подробно теорию социальных размежеваний и дискуссию вокруг нее мы рассмотрим в разделе, посвященном теории электорального пространства. Сейчас более важно еще раз четко акцентировать те принципиальные моменты данной теории (в ее классической версии), которые нашли свое отражение в пространственно-математических моделях. В нескольких ключевых тезисах. • Исторически складывающиеся структурные конфликты (расколы) в социальной сфере проецируются в политическую систему. В политической сфере артикулируются и урегулируются социальные противоречия. Политика по природе своей связана с конфликтом; • Проекцию структурных конфликтов в политическую сферу осуществляют политические партии, выступающие своего рода адвокатами различных социальных групп. Артикулируя те или иные позиции, они не только отражают расколы (которых множество), но и формируют повестку избирательной кампании; • Ключевые вопросы повестки дня, формулируемые партиями во время избирательных кампаний, связаны с базовыми социальными и политическими расколами, которые они репрезентируют; 39

• Позиции партий по ключевым вопросам являются полярными, что отражает саму суть понимания политической борьбы как обусловленной социальными расколами. Социальное и политическое поле оказывается симметрично разделенным конфликтными вопросами.

Векторная модель электорального выбора Математическое выражение указанных выше принципов нашло отражение в ряде работ С. Макдоналда, Г. Рабиновица и О. Листхог, вышедших в свет в конце 1980-х — начале 1990-х гг. 60 Первоначально эти авторы отталкивались от логики классической модели, сформированной в рамках теории рационального выбора. Напомним, среди фундаментальных черт такой логики — представление о том, что 1) каждый избиратель имеет идеальную точку на линии, соответствующей определенному вопросу политической повестки и/или идеологическому континууму; 2) избиратель склонен голосовать за ту партию, пространственное положение которой ближе (в понятиях евклидова пространства) к его собственному положению в многомерном пространстве повестки или одномерном идеологическом континууме. Значительный скепсис со стороны Рабиновица и его коллег вызвало, вопервых, допущение, что рядовой избиратель в состоянии настолько четко обозначить свои предпочтения, чтобы суметь однозначно позиционировать идеальные точки в интервальных измерениях вопросов повестки дня. Для решения такой задачи избиратель недостаточно информирован и мотивирован. По мнению авторов, в лучшем случае избиратель знает, какие из противоположных полюсов континуумов ему ближе. Как будет показано ниже, принятие такого допущения существенным образом меняет логику определения расстояния от позиции избирателя до позиции партии: перестает работать критерий пространственной близости. Во-вторых, был подвергнут критике принцип оценки всех партий в идентичном пространстве вопросов повестки. Взаимен Макдоналд и Рабиновиц сделали акцент на такой ключевой характеристике партийных стратегий, как стремление видоизменять в свою пользу формат политической повестки, через призму которого избиратели оценивают их самих и их оппонентов. Другими словами, партии способны управлять повесткой. На базе этих рассуждений была сконструирована особая «модель направлений» (directional model; данный термин также можно перевести на русский язык как «модель политических курсов» или «векторная модель»), которую ее авторы противопоставили классической «модели близости» (proximity model). Одним из ключевых свойств «модели направлений» является дихотомическое понимание вопросов политической повестки, восприятие их в русле выбора между двумя противоположными альтернативами или полюсами. Избиратель предпочитает либо один полюс, любо 40

другой, либо остается нейтральным. Так, в вопросах налоговой политики избиратель выступает или «за», или «против» повышения (снижения) налогов; в вопросах социальной политики он является сторонником высоких или низких пособий по безработице и т. д. Подобное представление существенно отличает «модель направлений» от классического подхода, где избиратель как бы движется вдоль равномерного, однородного континуума. Континуум, предлагаемый сторонниками «модели направлений», выглядит совершенно иначе: он дифференцирует избирателей по интенсивности их воззрений. Континуум имеет четкую середину (своего рода барьер), соответствующую нейтральной позиции. От этого барьера избиратель может двигаться в двух противоположных направлениях (отсюда название модели), отражающих интенсивность его поддержки (одно направление) или неодобрения (другое направление) определенной позиции по данному вопросу. В классической модели избиратель как бы отвечает на вопрос: какой уровень пособий по безработице я считаю оптимальным (в абсолютных или относительных величинах)? В модели направлений вопрос распадается, фактически, на три: Волнует ли меня данный вопрос (нейтрален я или нет по отношению к нему)? Если нет, то являюсь ли я сторонником проводящейся действующим правительством политики повышения пособий по безработице, или ее противником? В какой мере я поддерживаю/осуждаю эту политику? Важным моментом здесь является более сильная — уже на концептуальном уровне — «привязка» модели к конкретным реалиям текущего политического процесса; на этом фоне классическая модель выглядит более «абстрактной». Все различия в понимании пространственного позиционирования избирателей распространяются и на пространственное позиционирование партий и кандидатов. В «модели направлений» они так же, как и избиратели, отвечают на «три основных вопроса»: о нейтральности, о «стороне барьера», об интенсивности (только в последнем случае речь идет не столько об интенсивности одобрения или неодобрения, сколько об интенсивности артикуляции определенной позиции). Важно подчеркнуть, что выраженная артикуляция позиции по данному вопросу свидетельствует о том, что а) партия стремится сделать именно этот вопрос одним из центральных в повестке кампании (управление повесткой); б) партия рассчитывает набрать необходимое число голосов, привлекая внимание избирателей именно к такой своей позиции по данному вопросу. Графически различия между двумя подходами представлены на рис. 18. Следует обратить внимание на изменения в формате координатной оси. Если для классической модели характеры только положительные значения, то для модели направлений как положительные, так и отрицательные. Концептуальные подвижки в «модели направлений» по сравнению с классической моделью нашли отражение и в изменении вычислительного аппарата. Прежде всего, изменилась базовая метрика — способ вычисления расстояния от позиции партии до позиции избирателя. Если в основе клас41

сической модели лежит модуль разности координат, то Макдоналд и Рабиновиц предложили принципиально другое решение: Dist = Iik × Ijk, где Iik отражает позицию индивида i по вопросу k, а Ijk — позицию партии j по вопросу k. Так как нейтральная позиция соответствует нулю, Iik и Ijk могут принимать как положительные (когда избиратель или партия находятся на правом участке континуума), так и отрицательные (на левом участке континуума) значения. Если знак показывает расположение относительно «нейтрального барьера», то величина модульного значения — интенсивность одобрения / неодобрения (для избирателей) или артикуляции позиции (для партий). Чем больше значение произведения Iik и Ijk, тем более активно избиратель поддержит данную партию в данном вопросе. Рис. 18 Модель направлений Оппозиция -10 Возрастающая интенсивность

Классическая модель («близости»)

нейтрально Поддержка 0

0

10 Возрастающая интенсивность

10

Предпочтительные значения (идеальные точки)

Поясним несколько подробнее, как работает эта метрика. Если и партия, и избиратель согласны с направлением политических курсов, они находятся «по одну сторону барьера» (и Iik ,и Ijk либо положительны, либо отрицательны), их произведение всегда будет положительным: + ‫׀‬Iik‫׀ × ׀‬Ijk‫׀‬ Если они находятся «по разные стороны барьера» (одно значение положительно, другое отрицательно), произведение всегда будет отрицательным: – ‫׀‬Iik‫׀ × ׀‬Ijk‫׀‬ Когда партия и избиратель согласны по поводу направления политического курса и одновременно интенсивность их позиций высока, мы получим высокое положительное значение и, соответственно, активную поддержку избирателем партии в данном вопросе. Если партия и избиратель не согласны по поводу направления политического курса и при этом интенсивность их позиций высока, мы получим высокое отрицательное значение, свидетельствующее о радикальном несовпадении позиций. Если же и пар42

тия, и избиратель не обладают интенсивными позициями по данному вопросу, величина произведения будет небольшой. Содержательно это означает, что влияние данного вопроса политической повестки на поддержку избирателем i партии j незначительно. Таким образом, на поддержку избирателем i партии j влияет: 1) согласие / несогласие относительно направления политического курса; 2) интенсивность позиции избирателя; 3) интенсивность позиции партии. Проиллюстрируем логику вычислений в «модели направлений», сравнив ее с логикой классической модели. Пусть имеется классический континуум от 0 до 10, на котором обозначены идеальная точка избирателя i (6) и позиции партий m (4) и n (9). Согласно метрике «модели близости» i выберет партию m, так как расстояние (модуль разности) между i и m меньше, чем между i и n. Теперь перейдем от классического континуума к континууму «модели направлений»: от –5 до 5. Идеальная точка избирателя i теперь будет соответствовать значению 1, позиции партий соответственно m (–1) и n (4). В логике классической модели выбор i не меняется: по прежнему

‫ ׀‬i — m ‫ ׀ < ׀‬i — n ‫׀‬. А вот в логике модели направлений выбор i окажется совершенно иным. Расстояние до m составит 1×(–1)=–2, расстояние до n 1×4=4, следовательно i выбирает n. Интегральный эффект взаимодействия позиции партии и позиции избирателя представляет собой просто сумму всех взаимодействий по отдельным вопросам: ∑kIik × Ijk 61 Однако в модели направлений существует еще один фактор, влияющий на оценку избирателем партии: она должна выглядеть ответственной, создавать впечатление политической силы, способной эффективно функционировать в парламенте и правительстве. Таковыми считаются партии, которые избегают экстремальной артикуляции своих позиций по вопросам политической повестки дня. Другими словами, в модели направлений «снимаются баллы» с партий, демонстрирующих слишком высокую интенсивность позиций. Четко артикулируя свои позиции, партии получают возможность укрепить свою поддержку со стороны электората, находящегося «по одну сторону барьера» с ней; в то же время она рискует потерять голоса, если в своей интенсивности переходит некий критический рубеж и начинает выглядеть безответственной в глазах избирателей. Таким образом, полное математическое выражение функции полезности в модели направлений выглядит следующим образом: Uij = ∑kIik×Ijk — Pij, где Pij — «штраф», налагаемый на слишком радикальные партии. P=0 в том случае, когда интенсивность партии не переходит некий установленный порог. Математически P=0, если ∑kIik×Ijk²
направлений. Ясных критериев определения порога интенсивности авторы не указывают. В эмпирическом исследовании, посвященном партийной системе в Норвегии 62, порог устанавливается, фактически, произвольно. Графическое представление модели приводится на рисунке 19. Ось х отражает лево-правый раскол в экономических вопросах; ось у — раскол по линии социальной политики, представленный консервативным и либеральным полюсами. a, b, c, d отражают позиции партий; x, y, z — позиции избирателей. Круговая линия фиксирует барьер интенсивности (зона приемлемых позиций (region of acceptability) находится внутри окружности). Рис. 19 Социальный либерализм

а Левый экономический курс

b

z

x

Правый экономический курс

y d

порог интенсивности

c Социальный консерватизм В таблице 2.1 приводятся точные «координаты» партий и избирателей. В таблице 2.2 — рассчитанные значения функций полезности в логике классической модели и в логике модели направлений. Символы типа abcd обозначают порядок, в котором избиратель ранжирует партии в соответствии со своими предпочтениями (по убывающей). Порядок, в котором избиратели располагают партии в соответствии со своими предпочтениями, отличается в классической модели и в логике модели направлений. Например, первым выбором избирателя x в классической логике станет партия b, которая расположена ближе всего к его идеальной точке; в модели направлений таковой станет партия a, позиция которой примерно совпадает с x и b по направлению, но при этом отличается более интенсивной артикуляцией. Партия b проигрывает за счет своей 44

центристской (что в логике модели направлений означает «невнятной») позиции: ни для одного избирателя она не является наиболее предпочтительной (тогда как в классической модели b становится первым выбором двух избирателей из трех). Таблица 2.1 Партия

Измерение

Экономическое A B C D Таблица 2.2 Партия A B C D Порядок

-1 -0,6 -4 3

Избиратель

Социальное 3 1 -3 -2,1

x y z

Модель направлений x y z 4 0 1 1,6 0,8 -0.2 -3 11 -15 -5,1 -6,9 3,9 abcd cbad dabc

Измерение Экономическое -1 -3 2

Социальное 1 -1 1

Классическая модель x y z 2,0 4,5 3,6 0,4 3,1 2,6 5,0 2,2 7,2 5,1 6,1 3,3 bacd cbad bdac

Обозначим принципиальное отличие такого подхода к моделированию от классической модели с точки зрения математики. Если традиционно позиции избирателей и партий обозначались точками, то теперь они обозначаются векторами, направленными отрезками в пространстве. Предложенное уравнение функции полезности Uij = ∑kIik×Ijk — Pij представляет собой произведение векторов, или скалярное произведение (скаляр), скорректированное на «штраф за радикальность». Скалярное произведение вектора a (a1, a2) и вектора b (b1, b2) равно a1b1 + a2b2, то есть представляет собой сумму произведений соответствующих координат векторов. Координатами вектора называют разность координат конечных и начальных точек вектора. Так, в примере выше вектор b задается двумя точками с координатами (0, 0 — начальная точка) и (–0,6, 1 — конечная точка). Тогда координаты вектора b составят (b1 = –0,6–0 = –0,6; b2 =1–0=1). Координаты вектора x составят (x1 = –1–0 = –1; x2 =1–0=1). То есть если векторы выходят из начала координат (как это всегда происходит в модели Макдоналда — Рабиновица в соответствии с ее логикой «нейтрального барьера»), их координаты будут равны координатам конечных точек. Скаляр векторов b и x составит –0,6×(–1)+1×1= 1,6. 45

Следует также отметить, что в отличие от классической модели, в «модели направлений» не требуется отдельного «измерения полезности». Оно требовалось, чтобы преобразовать меньшие значения расстояний в большие значения полезности (одновершинная функция, задающая монотонное убывание полезности по мере удаления от идеальной точки). В векторной модели скалярное произведение и есть функция полезности: чем больше значение произведения, тем выше полезность (и соответственно, поддержка партии). Еще раз подчеркнем одно из важных следствий модели направлений в том ее математическом виде, которые предложили названные выше авторы: нецентристское позиционирование становится залогом получения активной электоральной поддержки, что полностью противоречит постулатам классической традиции от Блэка и Даунса до Хинича. Избиратель, фактически, поддерживает не определенную позицию (как в классической теории), а скорее определенную сторону. Соответственно, наиболее предпочтительной будет та партия, которая наиболее четко эту «сторону» обозначает. Впрочем, необходимо сделать очень важную оговорку: Макдоналд и Рабиновиц считали разработанную ими модель эффективной прежде всего для многопартийных систем. По существу, создание модели направлений — это первое признание американских разработчиков проблемы в том, что логика поведения избирателей в двухпартийной системе не является универсальной. Модель Макдоналда и Рабиновица постулирует, что в многопартийной системе центр политического пространства будет свободен от партий, по крайней мере успешных. Из предыдущего изложения видно, что модель направлений впервые выходит за пределы теории рационального выбора в пространственном моделировании. Классические модели исходят из того, что избиратели имеют четкие позиции в политическом пространстве, знают или могут прогнозировать позиции партий, и на выборах отдают свой голос в пользу той партии, чья позиция наиболее близка их собственной. В такой парадигме связь между предпочтениями масс по вопросам повестки, позиционирование партий и государственная политика связаны напрямую. В гораздо большей степени представленная Макдоналдом, Рабиновицем и Листхог пространственная модель соответствует логике социологического подхода С. Липсета и С. Роккана. Авторы прямо указывают на то, что их модель эффективна для анализа и прогнозирования политических процессов, основанных на конфликтах и расколах (cleavage-oriented politics). «Если сущностью политики является конфликт, то естественная роль партий — быть адвокатами сторон… Если рассматривать политику через призму конфликтов, то более логичным выглядит не вопрос «Насколько твоя позиция близка к моей?», а вопрос «На моей ли ты стороне?» 63 Следует отметить, что в 1990-х гг. были созданы комбинированные пространственные модели электорального выбора, сочетающие в себе черты классического подхода и подхода Макдоналда — Рабиновица. Здесь следует 46

отметить работы С. Мэррилла 64, а также работу Дж. Платта, К Пула и Г. Розенталя65. Так, С. Мэррилл, тестируя классическую модель и модель направлений на одном и том же эмпирическом материале (правда, по-прежнему весьма ограниченном), пришел к выводу, что по отдельности каждая из них их не способна дать точных предсказаний. Тогда родилось предположение, что поведение избирателя может моделироваться и в классической, и в неклассической логике одновременно: голосующий находится как под влиянием близости своей идеальной точки к позициям партий, так и под влиянием интенсивности, с которой партии выражают свою позицию. Хотя С. Мэррил и не дал развернутого теоретического обоснования своей модели, он поставил одну очень важную проблему, а именно проблему возможной гетерогенности электорального выбора. Что, если в рамках одних и тех же выборов избиратели руководствуются не просто разными политическими предпочтениями, но и разными правилами выбора? Эту проблему мы рассмотрим подробнее в разделе, посвященном когнитивным моделям электорального поведения.

Дедуктивная логика пространственного моделирования: общие проблемы Подведем некоторые итоги нашему изложению. Ключевые характеристики рассмотренных моделей обобщены в двух таблицах ниже. В первой даются наиболее важные признаки описания электорального пространства, имеющие отношение к его топологии: • исходная концепция политического поведения, формирующая аксиоматический уровень модели; • ключевые понятия; • аксиомы модели; • базовый институциональный контекст; • размерность; • особые условия существования; • базовая метрика (установление отношения); • критерий (правило выбора избирателя); • проблема гетерогенности выбора; • множественность пространств и гомеоморфизм отображений. Вторая таблица обобщает отельные свойства моделей, характеризующие отношения между партиями и между партиями и избирателями: • стратегия партий; • основная тенденция партийной системы; • «доминирующий объект» в электоральном пространстве (избиратель или партия); • взаимозависимость положения партий в пространстве. 47

Таблица 3.1 Модели

Даунс — Блэк ЭнелоуХинич

ГранбергБраун КуиннМартин РабиновицМакдоналд Мэррилл

Исходная концепция

Ключевые понятия

Аксиомы

идеальная точ- одновершинка, функция по- ность, монотонное убывалезности ние полезности Теория рациоИдеальная точ- одновершиннального выбора ка, функция по- ность, монолезности, пред- тонное убывание полезности сказывающее измерение Теория когнитив- воспринимае— ного баланса мая дистанция Целевая функ— Теория рационального выбора и ция партии неоинституционализм — Теория социеталь- Полярный конных размежеваний тинуум, интенсивность Теория социеталь- стратегическое — ных размежеваний голосование и теория рационального выбора Особые условия Базовая метКритерий существования рика Теория рационального выбора

Даунс — Блэк

непустое, более 2х объектов выбора

Dist (zА, K) = ‫ ׀‬zА — K‫׀‬

ЭнелоуХинич

непустое, более 2х объектов выбора

Dist (zА, K) = ∑‫ ׀‬zАI — KI‫׀‬

ГранбергБраун

Присутствие наблюдателя непустое, более 2х объектов выбора непустое, более 2х объектов выбора непустое, более 2х объектов выбора

Dist (zА, K) = близость, aK²+bK+c, K>0 ‫ ׀‬zА -m‫ ׀ < ׀‬zА -n ‫ →׀‬mPАn

КуиннМартин РабиновицМакдоналд

Мэррилл

непустое, более 2-х объектов выбора

близость, ‫ ׀‬zА — m‫ ׀ < ׀‬zА — n‫ → ׀‬mPАn близость, ‫ ׀‬zА — m‫ ׀ < ׀‬zА — n‫ → ׀‬mPАn

— _ _ Dist (zА, K) = _ _ (zА × K) —

—

Формат избирательной и партийной системы Мажоритарная двухпартийная Мажоритарная двухпартийная

—

Одномерное

Комбинация одномерных пространств Одномерное

Пропорциональная четко не опмногопартийная ределена Многопартийная

Двухмерное

Многопартийная

четко не определена

Проблема гетерогенности выбора

множественность пространств и гомеоморфизм отображений —

—

—

Гомеоморфное отображение проблемных континуумов в идеологический —

—

—

учет разного веса проблемных измерений

величина ска— ляра _ _ _ _ zА×m> zА×n → mPАn Комбинирован- Сочетание разных ный (близость + критериев выбора величина скаляра), стратегический компонент piUi

48

Размерность

—

—

Таблица 3.2 Модели

Стратегия партий

Даунс — Блэк

максимизация голосов

Энелоу — Хинич

максимизация голосов

Гранбург — Браун Куинн — Мартин Рабиновиц — Макдоналд Мэррилл

Партии и избиратели Тенденция партийной «Доминисистемы рующий объект» центростремительная — центростремительная

—

—

—

избиратель

коалиционная политика «адвокаты сторон» на полюсах расколов —

—

партия

центробежная

партия

—

—

Взаимосвязь партий через стратегию максимизации голосов через стратегию максимизации голосов через восприятие избирателями через восприятие перспектив коалиций через структуру расколов —

Среди общих свойств электорального пространства, «заложенных» в рассмотренных выше модельных конструкциях, следует отметить следующие: • электоральное пространство не может быть пустым (не содержать в себе объектов выбора — партий или кандидатов), причем объектов должно быть как минимум два. • оси координат электорального пространства конечны. Конечность измерений отражает понимание того, что решение принимается всегда как выбор из ограниченного числа альтернатив. Далее, важной общей чертой всех рассмотренных моделей является дедуктивный подход к их созданию. Во всех случаях исследователи отталкивались от некоторого теоретического представления о свойствах электорального пространства и электорального выбора, базируясь на определенных концепциях политического поведения. Эмпирический материал служил лишь для тестирования и коррекции модели на уровне «настройки» ее математического дизайна, но не на уровне проверки базовых теоретических установок. Таким образом, общую схему разработки пространственной модели электорального выбора можно представить следующим образом (рис. 20). В большинстве моделей акцент делается на установлении отношения между избирателем и политической партией/кандидатом (метрика) и трансформации этого отношения — через функцию полезности — в степень предпочтительности партии/кандидата для избирателя (критерий выбора). Наиболее интересное во всех моделях — математическое решение правила выбора: наиболее характерно в этом плане «столкновение» «модели близости» Да49

унса — Энелоу — Хинича и «векторной модели МакДоналда — Рабиновица. По отношению к большинству рассмотренных моделей можно говорить об отдельном — имплицитном или эксплицированном «измерении полезности» — пространственной проекции правила выбора. Другими словами, ключевым вопросом, ответ на который ищут исследователи, является вопрос «Каким образом избиратель предпочитает одну альтернативу другой»? Рис. 20

Выбор концепции

Нормативное определение свойств электорального пространства (размерность, метрика и др.)

Тестирование модели на эмпирическом материале

Математическая формулировка критерия выбора («функция полезности»)

Уточнение общего математического дизайна модели

Однако концентрация на этой проблеме уводит в тень другой, не менее важный вопрос: «Как формируется само пространство электорального выбора?» Чем определяются его метрические и топологические свойства? Почему в нем присутствует именно такой набор альтернатив? По существу, даже «отдаленные подступы» к этой проблеме оказываются слабо обозначенными, при том, что не вызывает сомнений зависимость электорального выбора от предложенного набора альтернатив и их структуры. В большинстве предложенных моделей электоральное предложение — пространство партий/кандидатов — не является структурированным. Объекты в электоральном пространстве характеризуются определенными отношениями (близость и др.), но не обладают четкими связями. Еще раз процитируем Дж. Сартори: «Партийная система — это система взаимных воздействий, возникающих в результате соперничества между партиями… Она опирается на взаимные зависимости партий; на то, что каждая партия представляет собой функцию (в математическом смысле) других партий и реагирует (в духе соперничества или иным образом) на поведение остальных партий» 66. Данный тезис в пространственном моделировании, по большому счету, не реализован, хотя попытки установить связи между партиями прослеживаются во многих моделях. Так, в классической «рациональной» модели это делается через стратегию максимизации голосов, у Гранберга и 50

Брауна — через восприятие избирателя, у Мартина и Куинна — чрез коалиционную стратегию партий, у Макдоналда и Рабиновица — через стратегию партий как «адвокатов сторон» на полюсах социетальных расколов. Однако вопрос о структуре электорального пространства как совокупности устойчивых связей между объектами выбора не только не решен окончательно, но и не вполне явно обозначен. Во многом это обусловлено дедуктивной логикой построения моделей, в которой отношения между партиями задаются на крайне абстрактном уровне. Последнее непосредственно вытекает из свойственного теории рационального выбора («материнской» для всего пространственного моделирования концепции) тяготения к наивысшему уровню универсальности. Попытка опереться на совокупность простейших аксиоматических утверждений и построить дедуктивным путем математически изящные и компактные модели приводит в результате к существенному упрощению реалий политического выбора. По замечанию наиболее ярких критиков теории рационального выбора, Дональда Грина и Яна Шапиро, в этой парадигме исследование становится не столько ориентированным на проблему, сколько ориентированным на теорию 67. Изучение сложнейших процессов конструирования пространства альтернатив и формирования выбора в какой-то мере подменяется попыткой доказать, что выбор осуществляется рационально и может быть описан набором универсальных формул. Проблемы специфических особенностей электорального выбора и структурирования альтернатив в различных социальных и культурных средах при таком подходе фактически не возникает. Также вопрос о структуре возникает применительно к измерениям электорального пространства. В большинстве моделей не существует ясного и обоснованного правила определения «координатных осей» электорального пространства. Модели, оперирующие более чем одним измерением, фактически не исходят из представления об электоральном пространстве как структурированной целостности. Строится, по существу, не многомерное пространство, а механическая сумма отдельных измерений, никак не связанных друг с другом. В этой связи очень характерно, что даже такие разные модели, как классическая модель Хинича и модель Макдоналда — Рабиновица вычисляют совокупную дистанцию между избирателем и партией простым суммированием расстояний по отдельным осям. Фактически утверждается, что идеальная точка избирателя А по вопросу i никак не связана с его же идеальной точкой по вопросу j. Так ли это на самом деле? Представляется более вероятным, что электоральное пространство избирателей в действительности является целостным, а не возникает посредством механического сложения отдельных позиций. И политические партии позиционируются в сознании избирателя сразу по всем измерениям вместе, а не по отдельности. При таком подходе мы уже имеем не идеальные точки на отдельных отрезках, а некие «области предпочтений» в действительно многомерном пространстве. В целом, «даунсианская болезнь» тяготения к одномерным пространствам объясняется, с одной стороны, «американским происхождением» про51

странственного моделирования (действительно, применительно к специфике партийной конкуренции в США с их двухпартийной системой одномерные модели выглядят логичными). С другой стороны, очень значительную роль здесь играет фундаментальная характеристика теории рационального выбора: решение принимается на основании процедуры ранжирования альтернатив, одномерной по своей природе. Свое объяснение имеет и недостаточное внимание к «содержательному наполнению» измерений электорального пространства, определением тех вопросов политической повестки дня и тех базовых (идеологических) измерений, которые и формируют пространство взаимосвязанных альтернатив политического выбора. Длительное время, фактически до начала создания моделей избирательного процесса в странах с переходным типом политической системы, этой проблемы как бы не существовало. Для зрелых демократий характерен достаточно стандартный, мало изменяющийся со временем набор (государственная политика в области выравнивания экономического неравенства, разрешение или запрет на аборты и т. д.). Этот набор хорошо поддается редукции до одного — двух измерений с помощью многомерного шкалирования или факторного анализа. Однако в транзитных обществах дело обстоит совершенно иначе. Думается, даже искушенному эксперту будет нелегко ответить на вопрос об измерениях электорального пространства в современной России, учитывая поразительное сходство программ таких разных партий, как «Единая Россия» и СПС 68. Впервые эта проблема была осознана все тем же Хиничем при создании модели парламентских выборов 1998 г. на Украине 69. Более того, впервые была допущена возможность того, что измерения электорального пространства могут быть неодинаковы в географически различных регионах одного и того же государства (в данном случае речь идет о Восточной и Западной Украине). Фактически впервые признано, что на электоральное пространство и методы его моделирования влияет не только институциональный, но и социокультурный контекст. Следующие главы этой книги будут посвящены решению обозначенного круга проблем, на первом месте среди которых — выявление структуры электорального пространства как пространства выбора из взаимосвязанных политических альтернатив и формулировка общих теоретических подходов к ее объяснению.

Структура электорального пространства: Индуктивный подход Одной из ключевых проблем, не решенных (и, вероятно, не решаемых) в рамках рассмотренных нами дедуктивных моделей, является проблема 52

структуры электорального пространства. Наше дальнейшее изложение будет строиться вокруг перехода от дедуктивной логики пространственной модели к логике индуктивной. Мы попытаемся реконструировать электоральные пространства, исходя из эмпирических данных — большой совокупности конкретных результатов выборов. Ключевым методом их обобщения станет статистический анализ. Общий вектор движения можно обозначить следующим образом: отбор эмпирических данных (электоральная статистика) — их анализ статистическими методами — определение свойств электоральных пространств — вычленение их структурных составляющих — выбор концепции (концепций), объясняющих выделенные структуры (рис. 21). Рис. 21 эмпирические данные

свойства пространства

статистический анализ

структуры пространства

теория

Структуры и связи Под структурой (от лат. structure — строение, расположение) мы будем понимать совокупность устойчивых связей объекта, обеспечивающих сохранение его основных свойств при различных внешних и внутренних изменениях 70. Ключевым понятием в определении структуры является понятие связи. Остановимся на нем несколько подробнее. Выделяют два основных типа связей — функциональные (также их называют жестко детерминированные или однозначные) и статистические (стохастически детерминированные, неоднозначные). Функциональная связь между переменными x и y существует, если каждому возможному значению независимой переменной x соответствует одно или несколько строго определенных значений зависимого признака y. Функциональная связь может быть в общем виде записана формулой: уi =f(xi), где уi — зависимая переменная (результативный признак), xi — независимая переменная (факторный признак), f(xi) — известная функция связи зависимой и независимой переменной. Функциональные связи характерны для естественных наук. Именно в таком виде сформулированы законы физики. 53

Утверждение о наличии статистической связи между переменными правомочно в том случае, если изменение распределения независимой переменной приводит к изменению распределения зависимой. Кратко поясним это определение на простейшем примере. Пусть имеется выборочная совокупность из 1000 человек, в которой поровну представлены мужчины и женщины (по 500 человек). 45 % опрошенных изъявили желание голосовать за партию А, 55 % — за партию В. Переменная «пол», принимающая значения «мужской» и «женский», является независимой; переменная «партийные предпочтения» (также два значения, А и В) является зависимой. Если между переменными «пол» и «партийные предпочтения» существует статистическая связь, тогда значительное изменение в выборке соотношения мужчин и женщин должно привести к изменению соотношения поддерживающих партию А и поддерживающих партию В. Допустим, партию А склонны поддерживать женщины, а партию В — мужчины. Тогда значительное увеличение в выборке доли женщин (например, до 70%) должно привести к изменению распределения переменной «партийные предпочтения»: доля поддерживающих партию А увеличится (рис. 22). Рис. 22 Статистическая связь существует 700

600

600

500

500

400

400

300

300

200

200

100

100 0

0 м

ж

А

м

В

ж

А

В

Если же связь между половой принадлежностью и партийными предпочтениями отсутствует, логично не ожидать существенных изменений в доле поддерживающих партии А и В после изменения гендерного соотношения (рис. 23). Рис. 23 Статистическая связь отсутствует 600

700

500

600 500

400

400

300

300

200

200

100

100 0

0 м

ж

А

м

В

54

ж

А

В

Однако, даже при наличии сильной связи между полом и политическими предпочтениями мы не в состоянии точно предсказать выбор респондента на основе знания его пола; мы можем лишь увеличить вероятность правильности такого предсказания. Здесь не наблюдается однозначного соответствия значений. Концепт статистической связи содержит имплицитное допущение, что на результативный признак y кроме рассматриваемого x влияет также несколько неучтенных или неконтролируемых факторов, а также неизбежные ошибки измерения. Поэтому значения зависимой переменной не могут быть определены точно, а лишь предсказаны с определенной вероятностью. В общем виде статистическую связь можно выразить формулой: уi =f(xi)+j, где уi — предсказанное значение зависимой переменной, f(xi) — часть результативного признака, сформировавшаяся под воздействием учтенных известных факторных признаков, j — часть результативного признака, возникшая вследствие действия неконтролируемых или неучтенных факторов, а также измерения признаков, неизбежно сопровождающегося некоторыми случайными ошибками. Вероятность соответствия предсказанного значения у истинному будет тем выше, чем ближе статистическая связь к функциональной (другими словами, чем менее значим компонент j). Особенность статистических связей заключается в том, что они проявляются во всей совокупности, а не в каждом его элементе. Проявление статистических связей подвержено действию закона больших чисел: лишь в достаточно большом числе единиц индивидуальные особенности сгладятся, случайности взаимно погасятся, и зависимость, если она имеет существенную силу, проявится достаточно отчетливо. Общественные науки, в том числе политическая, оперируют исключительно статистическими связями: изучаемые процессы слишком сложны, число влияющих на политическое поведение факторов слишком велико, чтобы построить жестко детерминированные модели. Далее мы будем рассматривать только статистические, вероятностные зависимости. Как было отмечено, наиболее общее определение статистической связи заключается в том, что зависимая переменная реагирует на изменения независимой изменением распределения. Однако применительно к задачам структурирования электорального пространства нам потребуется более частный вид статистической связи, — а именно, корреляционная связь.

Корреляции Корреляционные связи могут быть установлены для признаков, обладающих интенсивностью, — то есть измеренных на порядковом или номинальном уровне. Несколько слов об уровнях измерения. Их выделяется три: номинальный, порядковый и интервальный. 55

Наиболее полную информацию дают интервальные измерения. Они позволяют численно выражать и сравнивать различия между объектами измерения. Если температура воздуха в комнате вчера составляла 25 градусов по Цельсию, а сегодня — 23 градуса, то сегодня она на 2 градуса ниже. Если политическая партия N получает на выборах 1000 голосов, а партия M — 200 голосов, то поддержка избирателями партии N была в пять раз выше по сравнению с партией M. Если на предпоследних выборах явка избирателей увеличилась с 50 % до 55 % по сравнению с предыдущими, а на последних — с 55 % до 65 %, то рост явки на последних выборах оказался в два раза выше, чем на предпоследних. Объяснение свойства интервальных измерений численно выражать различия между объектами заложено в их названии: измерение осуществляется с помощью некоего неизменного интервала, который выступает эталоном меры. Такими эталонами являются, к примеру, градус, метр, килограмм, минута, процент или рубль. На интервальном уровне измерения осуществимы все операции с натуральными числами. Это имеет большое практическое значение, так как позволяет применять к интервальным переменным статистические методы любой сложности. Порядковый уровень измерения позволяет ранжировать объекты с точки зрения выраженности у них свойства, измеряемого переменной. Другими словами, порядковые переменные позволяют оценить, «больше» или «меньше» измеряемого свойства содержится в данном объекте по сравнению с другими объектами. При этом порядковое измерение, в отличие от интервального, не позволяет оценить, «насколько больше» или «насколько меньше» выражен признак. Построение порядковой шкалы можно проиллюстрировать на примере переменной «политическое участие гражданина». Необходимо построить такое измерение, которое позволяло бы ранжировать граждан по интенсивности политического участия. Для этого выделим ряд классов, каждый из которых будет содержать разное «количество» этого свойства. Например: 1. Отсутствие политического участия; 2. Эпизодическое или регулярное участие в выборах в качестве избирателя; 3. Регулярное участие в выборах, членство в политической партии; 4. Регулярное участие в различных политических кампаниях, акциях и т. д.; 5. Участие в выборах в качестве кандидата; 6. Повседневное участие в принятии политических решений. В данном перечне интенсивность политического участия постоянно возрастает от первого класса к шестому. Мы можем утверждать, что в классе 2 (участие в выборах в качестве избирателя) признак «политическое участие» выражен больше, чем в классе 1 (отсутствие участия), но меньше, чем в классе 5 (участие в выборах в качестве кандидата). Относя изучаемых нами граждан к определенным классам политического участия, мы тем самым ранжируем их по данному признаку. Если гражданин Петров отнесен к классу 3, то он в большей мере участвует в политике, чем гражданин Иванов, отнесенный 56

к классу 1. В то же время, мы не можем сказать, насколько более активно Петров участвует в политике по сравнению с Ивановым, так как не располагаем фиксированным интервалом, «эталоном меры» политического участия. Это налагает соответствующие ограничения на математические операции со значениями порядковых переменных. Например, бессмысленно вычислять разность 3 и 1, чтобы получить количественную меру различий политического участия Иванова и Петрова, — нумерация классов условна и отражает лишь отношения порядка (больше или меньше). В принципе, мы можем присвоить полученным классам политического участия произвольные значения, лишь бы они отражали отношения возрастания и убывания: например, 2, 13, 16, 78, 56, 100. Порядковые переменные имеют широкое распространение в политических и в целом в социальных исследованиях. Например, такие распространенные характеристики, как социальный статус или уровень образования, измеряются на порядковом уровне. Порядковыми по своей природе являются такие переменные, как «политическая влиятельность», «политическая активность», «интерес к политике», «удовлетворенность политикой правительства» и многие другие. Порядковые переменные особенно удобны в тех случаях, когда люди сами фиксируют свое положение на той или иной шкале (как при проведении опросов). Например, отношение к той или иной политической партии удобно измерять с помощью следующих классов: «полностью поддерживаю», «поддерживаю в целом», «отношусь нейтрально», «отношусь в целом отрицательно», «отношусь крайне отрицательно». Наконец, наименее полную информацию дает номинальное измерение (шкала наименований). Оно представляет собой разбиение исследуемой совокупности объектов на несколько непересекающихся классов. Эти классы являются содержательно различными, и мы не располагаем возможностью их количественно упорядочить. Номинальные переменные отражают сугубо качественные признаки, такие как «политическая ориентация», «членство в партии» или «тип политического режима». На этом уровне исчезает не только чувствительность измерения к количественным различиям между объектами, но и способность ранжировать их с точки зрения выраженности определенного свойства. Так, признак «членство в партии» не обладает интенсивностью; нельзя быть членом партии в большей или меньшей степени. Соответственно, числовые значения на номинальном уровне не отражают каких-либо свойств объектов, а служат своего рода «ярлыками», «опознавательными кодами» классов (как номера картотечных ящиков в библиотеке) и используются исключительно для удобства работы с данными. Например, в простейшем варианте измерения номинальной переменной «политическая ориентация» может быть использовано три класса: 1. Левые. 2. Центристы. 3. Правые. 57

Присвоение классам числовых значений здесь является в значительной мере произвольным: с таким же успехом класс «правых» мог получить код 1, «левых» — 2, «центристов» — 3. В любом случае сложение одного гражданина левой политической ориентации с одним центристом не даст нам одного правого. Единственное строгое правило нумерации классов — запрет на присвоение разным классам одного и того же числового кода: иначе мы не сможем различить две содержательно разных категории. Для номинальных переменных и порядковых переменных с небольшим количеством категорий существует общее название: категориальные или неметрические. Соответственно, интервальные переменные и порядковые переменные с большим числом категорий называют метрическими. Результаты выборов (электоральная статистика) представляют собой суммарные данные: так, уровень поддержки определенного кандидата в президенты на федеральных выборов рассчитывается путем суммирования всех голосов, поданных за этого кандидата. Таким образом, мы имеем совокупность переменных интервального уровня (в качестве фиксированного интервала меры выступает один голос). В качестве случаев могут выступать различные территориальные общности: регионы, муниципальные образования, избирательные участки. Данные электоральной статистики записываются в табличной форме, где по столбцам идут переменные (партии или кандидаты), а про строкам — случаи (например, субъекты федерации). На пересечении строки и столбца возникает значение электоральной поддержки партии в данном регионе. Для облегчения сравнения значений они, как правило, стандартизируются: вычисляется доля (процент) проголосовавших за данную партию в данном регионе от общего числа принявших участие в голосовании. Фрагмент электорально-статистической таблицы данных приведен ниже (таблица 4). Таблица 4. Результаты выборов Президента РФ, 2004 г. (фрагмент) Субъекты федерации

Кандидаты Глазьев С.Ю.

Малышкин О.А.

Путин В.В.

Хакамада И.М.

Харитонов Н.М.

против всех

0,47

76,42

1,51

14,06

2,51

0,73

75,03

3,51

13,48

1,71

0,33

91,78

1,12

3,96

0,71

0,77

66,58

7,21

17,08

2,66

0,16

0,17

94,61

0,26

3,81

0,44

0,12

0,19

0,73

98,18

0,10

0,52

0,06

0,37

0,14

0,12

96,49

0,31

2,22

0,25

2,27

0,96

0,38

79,23

4,00

11,13

1,17

1,59

0,77

0,44

82,28

1,50

11,48

1,36

2,68

2,26

1,10

74,14

5,48

10,13

3,56

Республика Адыгея (Адыгея)

2,89

1,44

Республика Алтай

3,39

1,38

Республика Башкортостан

1,11

0,49

Республика Бурятия

2,86

1,62

Республика Дагестан

0,24

Республика Ингушетия Кабардино-Балкарская Республика Республика Калмыкия Карачаево-Черкесская Республика Республика Карелия

Миронов С.М.

58

Такой формат исходных данных позволяет нам решать проблему их структурирования, опираясь на корреляционные связи. Корреляционная связь — это статистическая зависимость вариации переменной уi от вариации переменной xi. Рассмотрим данные в таблицах 5 и 6. Таблица 5 Переменная n 3 8 4 12 23 2

Случай A B C D E F

Переменная m 9 13 5 10 32 10

Таблица 6 Переменная n 3 8 4 12 23 2

Случай A B C D E F

Переменная k 14 2 12 4 1 26

В этом иллюстративном примере вариации переменных n и m, а также переменных n и k связаны. Легко заметить, что возрастанию значений n в таблице 5 соответствует возрастание переменной т, уменьшению значений n — уменьшение значений m. Переменные варьируют как бы «в одном направлении», что хорошо видно на графике (рис. 24). Рис. 24 35 30 25 20

n

15

m

10 5 0 1

2

3

4

5

6

Для вариаций n и k наблюдается обратная картина: уменьшению значений одной переменной соответствует возрастание значений другой и наоборот (рис. 25). В первом случае корреляционная связь является прямой (положительной), во втором — обратной (отрицательной). Это свойство корреляционной связи называется ее направленностью. Второй ключевой характеристикой корреляционной связи является ее интенсивность (плотность, теснота). Эта характеристика определяет близость выявленной связи к функциональ59

ной и, соответственно, вероятную точность нашего предсказания значений одной переменной на основании значений другой. Рис. 25 30 25 20 n

15

k

10 5 0 1

2

3

4

5

6

Рассмотрим модель корреляционного анализа на примере из сферы исследования электоральных процессов. Предположим, мы проводим сравнительный анализ электората двух политических партий либеральной ориентации — «Союза правых сил» и «Яблока». Наша задача — понять, существует ли общность электората СПС и Яблока в территориальном разрезе и насколько она существенна. Для этого мы можем, в частности, взять данные электоральной статистики, характеризующие уровень поддержки этих партий, в разрезе данных избирательных комиссий субъектов федерации. Ниже (таблица 7) приводятся данные по выборам депутатов Государственной Думы 1999 г. (в связи с этим регионов 88, выборы в Чеченской республике не проводились). Таким образом, у нас есть две переменных: «поддержка СПС в 1999 г.» и «поддержка Яблока в 1999 г.», простейшим образом операционализированные через процент голосов, поданных за эти партии от числа избирателей, принявших участие в голосовании на федеральных парламентских выборах 1999 года. В качестве случаев выступают данные по регионам РФ. Далее в нашем распоряжении есть методический прием, который является одним из основных в статистике — геометрическое представление. Геометрическим представлением называют представление случая как точки в условном пространстве, формируемом «осями» — переменными. Так, в нашем примере мы можем представить каждый регион как точку в двухмерном пространстве голосований за правые партии. Ось OХ формирует признак «поддержка СПС», ось OY — поддержка «Яблока». «Координата60

ми» региона будут: по оси OХ — значение переменой «поддержка СПС» (процент, набранный в регионе данной партией), по оси OY, соответственно, значение переменной «поддержка «Яблока». Так, Республика Адыгея будет иметь координаты (3,92; 4,63), Республика Алтай (3,38; 5,4) и т. д. Осуществив геометрическое представление всех случаев, мы получаем диаграмму рассеяния или корреляционное поле (рис. 26). Таблица 7 Переменные (%) Яблоко СПС

Случаи Республика Адыгея Республика Алтай Республика Башкирия Республика Бурятия Республика Дагестан Ингушетия Республика Кабардино-Балкарская Республика Республика Калмыкия Республика Карачаево-Черкесия Республика Карелия Республика Коми Республика Марий Эл И т. д. (всего 88 случаев)

4,63 3,38 3,95 3,14 0,39 2,89 1,38 3,07 4,17 9,66 8,91 4,68 …

3,92 5,40 6,04 8,36 1,22 0,38 1,30 3,80 2,94 10,25 9,95 7,24 …

Рис. 26 16 14 12 10 8 6 4 2 0 -2

-2

2

6

10

14

61

18

22

26

Даже сугубо визуальный анализ диаграммы рассеяния наводит на мысль, что общую тенденцию расположения совокупности точек можно выразить некоторой условной прямой, называемой линией регрессии. Математически, линия регрессии строится т. н. методом наименьших квадратов: подбирается такая линейная функция вида y=ax+b, что сумма квадратов расстояний от наблюдаемых точек до прямой является минимальной (расстояния вычисляются по оси OY). Данный метод воплощает одну из общих идей измерения статистической связи: минимизировать разницу между фактическими, наблюдаемыми значениями (изображены в виде точек на диаграмме рассеивания) и теоретическими, предсказанными (лежат на линии регрессии). F = ∑ (уфакт — утеор )2 ⇒ min Разность между фактическим и теоретическим значением в статистике называется остатком. Величиной остатков определяется качество модели: чем они больше, тем ниже будет предсказательная сила. Таким образом, интенсивность связи будет зависеть от того, насколько тесно точки (случаи) расположены вдоль линии регрессии. В коэффициенте корреляции (обозначается r), который и является числовым результатом корреляционного анализа, плотность колеблется от 0 до 1. При этом, чем ближе значение коэффициента к 1, тем плотнее связь; чем ближе значение к 0, тем связь слабее. Так, при r = 1 связь приобретает характер функциональной — все точки «ложатся» на одну прямую. При r = 0, фиксирующим полное отсутствие связи, построение линии регрессии становится невозможным. В нашем примере r=0,62, что свидетельствует о наличии значимой корреляционной связи. Формула модели: Yabl= 1,94 + 0,45×SPS. Направленность связи определяется наклоном линии регрессии. В коэффициенте корреляции существует всего два значения типа связи: обратная (знак «–») и прямая (отсутствие знака, так как знак «+» традиционно не записывается). В нашем примере связь прямая. Соответственно, итоговый результат анализа 0,62. Следует сказать несколько слов о проблеме т. н. «выбросов» — нетипичных, резко выделяющихся из общей тенденции случаев. Вернемся к нашему примеру с двумя партиями. Внимательно глядя на диаграмму рассеяния, мы замечаем, по меньшей мере, один нетипичный случай, лежащий явно в стороне от «общей магистрали», тенденции связи переменных. Это точка, представляющая данные по Самарской области. Также, хотя и в меньшей степени, нетипично положение Томской, Нижегородской области и Санкт-Петербурга (рис. 27). Мы можем скорректировать данные анализа, удалив сильно отклоняющиеся наблюдения (так называемая «чистка выбросов»). В силу специфики вычисления линии регрессии, связанной с подсчетом суммы квадратов расстояний, даже единичный выброс может существенно исказить общую картину. Удалив только один из 88 случаев — Самарскую область, мы получаем значение коэффициента корреляции, отличное от полученного ранее: 0,73 62

по сравнению с 0,62. Плотность связи усилилась более чем на 0,1, — а это весьма и весьма существенно. «Избавившись» от точек, соответствующих Санкт-Петербургу, Томской и Нижегородской области мы получаем еще более высокую плотность: 0,77. Рис. 27 16

Томская

14

СПб

12 10 8 6

Нижегородская

4

Самарская

2 0 -2

-2

2

6

10

14

18

22

26

Впрочем, при чистке выбросов не следует увлекаться: сокращая количество случаев, мы понижаем общий уровень статистического доверия к полученным результатам. К сожалению, общепринятых критериев определения выбросов не существует, и здесь многое зависит от добросовестности исследователя. Лучший способ — содержательно понять, с чем связано наличие «выброса». Так, в нашем примере нетипичное положение Самарской области в признаковом пространстве связано с тем, что в 1999 г. одним из активных лидеров правых был глава региона Константин Титов. Соответственно, высокий результата СПС в регионе обусловлен не только поддержкой партии как таковой, но и поддержкой губернатора. Таким образом, избавление от выбросов позволило несколько улучшить качество модели, ее предсказательные способности. Однако бывают случаи, когда избавление от выбросов целиком и полностью меняет общую картину. На рисунке 28 показано, как единственный отклоняющийся случай «оттягивает на себя» линию регрессии, которая перестает отражать реальную тенденцию расположения объектов. После «чистки» все становится на свои места. 63

Рис. 28 120

120

100

100

80

80

60

60

40

40

20

20 0

0

-20 -5

-20 -2

5

15

25

35

45

2

6

10

14

18

22

26

55

Выше мы рассматривали наиболее широко используемый коэффициент корреляции Пирсона. Полная формула коэффициента такова:

где xi и уi — значения двух переменных, X и Y — их средние, sx и sy — их стандартные отклонения, n — количество пар значений. Вычисление коэффициента Пирсона дает наиболее точное измерение связи между интервальными переменными, но при этом требует соблюдение ряда специальных условий. Кроме уже названного требования интервальности данных, коэффициент Пирсона требует линейности связи и нормальности распределения переменных. Линейность — характеристика формы связи между переменными; линейные связи аппроксимируются прямой вида y=ax+b. Если же связь нелинейна (к примеру, фиксируется U-образной или S-образной кривой), метод наименьших квадратов не даст хороших результатов. Как правило, линейность проверяется визуально на диаграмме рассеяния. Нормальность — одна из форм распределения переменных. Нормальность распределения означает, что большая часть значений группируется около некоторого среднего значения, по обе стороны от которого частота наблюдений равномерно снижается. В более точном смысле основное свойство нормального распределения характеризуется тем, что 68 % всех наблюдаемых значений переменной лежат в диапазоне ±1 стандартное отклонение 71 от среднего, а диапазон ±2 стандартных отклонения содержит 95 % значений. Если же говорить совсем просто, суть «нормальности» распределения состоит в том, что средние и близкие к средним значения встречаются чаще, чем крайние (экстремально большие и экстремально малые). Почему именно такое распределение называется «нормальным»? Потому что оно типично для окружающего мира, действительности в целом. К при64

меру, если мы случайно отберем достаточно большое количество людей и измерим их рост, логично предположить, что большинство из них окажутся среднего или близкого к среднему роста, а число очень высоких и очень низких людей будет сравнительно небольшим. Согласитесь, весьма странно в такой ситуации смотрелась бы толпа, состоящая в основном из «великанов» и «карликов». Нормальное распределение описывается т. н. колоколообразной кривой (колокол Гаусса). В действительности нормальное распределение «в чистом виде» — то есть полностью соответствующее кривой Гаусса — можно наблюдать довольно редко. Для большинства статистических методов важно, чтобы распределение в целом соответствовало нормальному. Наиболее распространенный (хотя и не единственный) способ тестирования распределения на нормальность — визуальный анализ диаграммы распределения. Наиболее удобная форма диаграммы распределения — уже упоминавшаяся нами столбчатая гистограмма. На рисунке 29 приведена столбчатая гистограмма, показывающая распределение голосов, поданных за одну из отечественных политических партий по регионам России на федеральных парламентских выборах 2003 г. Красная линия показывает идеальное нормальное распределение для данной переменной. Несмотря на отсутствие полного соответствия, очевидна близость распределения переменной к нормальному. Рис. 29 30

25

20

15

10

5

0

0

2

4

6

8

10

12

14

16

18

20

Такого рода гистограмма строится на основе таблиц распределения частот встречающихся значений переменной в определенных интервалах. Число интервалов в современных статистических программах может быть задано пользователем. Таблица частот в данном случае имеет вид (таблица 8). 65

Таблица 8 Интервал 0–2% голосов 2–4 % 4–6 % 6–8 % 8–10 % 10–12 % 12–14 % 14–16 % 16–18 % 18–20 %

Частота 3 8 14 23 26 8 3 2 1 1

% от всех случаев 3,4 % 8,9 % 15,7 % 25,8 % 29,3 % 8,9 % 3,4 % 2,3 % 1,1 % 1,1 %

В том случае, если требование нормального распределения не реализуемо (а в электоральных исследованиях это происходит довольно часто), следует вычислять коэффициенты корреляции рангов, наиболее известным из которых является коэффициент Спирмана. Ранговая корреляции оперирует логикой порядкового уровня измерения: принимаются во внимание не абсолютные значения, а отношения порядка (возрастания и убывания). При работе с интервальными данными логика вычисления коэффициента корреляции Спирмана в целом близка логике Пирсона, но с одной существенной оговоркой: в первом случае в анализ включаются не исходные данные, а их ранговые преобразования. При ранговом преобразовании абсолютное значение заменяется порядковым номером случая в ранжированном ряду. К примеру, имеются значения переменной «поддержка партии А» (28 %, 47 %, 23 %, 18 %, 50 %, 70 %). После рангового преобразования по убыванию имеем (4, 3, 5, 6, 2, 1). Коэффициент корреляции Спирмана колеблется в том же интервале, что и коэффициент Пирсона — от 0 до ±1. Принципы интерпретации значений коэффициента также идентичны. Стоит отметить, что ранговая корреляция не чувствительна к выбросам, так как не чувствительна к абсолютным значениям вообще. Поэтому во всех случаях полезно сочетать оба метода корреляционного анализа при работе с одними и теми же данными: существенные расхождения коэффициентов Пирсона и Спирмана будут свидетельствовать о «перекосах» в распределениях и/или наличии выбросов. В случаях, когда переменных больше двух, удобно не рассчитывать все парные коэффициенты по очереди, а сразу построить т. н. матрицу интеркорреляций (или парных корреляций) — квадратную матрицу, симметричную вдоль главной диагонали. Главную диагональ занимают единицы — коэффициенты корреляции переменных с ними же самими. Например, для российских президентских выборов 2004 г. матрица интеркорреляций будет иметь следующий вид (таблица 9). 66

Таблица 9 Глазьев

Малышкин

Миронов

Путин

Хакамада

Харитонов

Против всех

Глазьев

1,00

0,46

0,29

–0,65

0,37

0,33

0,61

Малышкин

0,46

1,00

0,53

–0,75

0,35

0,55

0,64

Миронов

0,29

0,53

1,00

–0,46

0,48

0,23

0,51

Путин

–0,65

–0,75

–0,46

1,00

–0,39

–0,87

–0,73

Хакамада

0,37

0,35

0,48

–0,39

1,00

–0,03

0,63

Харитонов Против всех

0,33

0,55

0,23

–0,87

–0,03

1,00

0,37

0,61

0,64

0,51

–0,73

0,63

0,37

1,00

В индуктивном подходе совокупность корреляционных связей между объектами электорального выбора играет ключевую роль в задании структуры электорального пространства. При этом отрицательные корреляционные связи играют большую структурообразующую роль по сравнению с положительными. Эта закономерность коренится в самой природе электоральных структур, которые в большей степени фиксируют различия, нежели сходства. Политический выбор, как и выбор вообще, строится на отличении некоторого объекта от некоторого другого объекта. При этом данное правило не зависит от «объективной» степени идеологической близости партий или кандидатов. Так, хорошо известно значительное идейное сходство республиканцев и демократов в США (получившее объяснение в рассмотренной нами модели Даунса с ее центростремительной тенденцией). Тем не менее, анализ электоральной статистики показывает наличие очень сильных отрицательных связей между ключевыми участниками электоральных гонок — представителями республиканской и демократической партий72. Ниже приводятся диаграммы рассеивания для президентских выборов в США 1996 г. (Б. Клинтон против Б. Доула, рис. 30) и 2000 г. (Дж. Буш против А. Гора, рис. 31). Рис. 30 65

55

45

35

25

15

5 25

35

45

55

65

67

75

85

95

Рис. 31 90

80

70

60

50

40

30

20

0

10

20

30

40

50

60

70

80

Линейно-структурный анализ Вернемся к российским реалиям, — точнее, к матрице интеркорреляций, построенной на данных электоральной статистики выборов президента России 2004 года. Ее внимательное изучение покажет, что ключевой особенностью полученных результатов является структурное позиционирование В. Путина: переменная «электоральная поддержка В. Путина» отрицательно коррелирует со всеми другими переменными. Если мы очистим матрицу от всех положительных коэффициентов корреляции, это станет вполне очевидно (таблица 10). Таблица 10 Глазьев

Малышкин

Миронов

Путин

Глазьев

–0,65

Малышкин

–0,75

Миронов Путин

Харитонов

Против всех

–0,87

–0,73

–0,46 –0,65

–0,75

–0,46

–0,39

Хакамада

–0,39

Харитонов Против всех

–0,87

Сумма

Хакамада

–0,03 –0,03

–0,73 –0,65

–0,75

–0,46

–3,84

–0,41

–0,89

–0,73

Если рассчитать суммы отрицательных корреляций для каждой переменной (последняя строка таблицы), можно схематично расположить объекты в некотором одномерном континууме. 68

Можно легко рассчитать суммы отрицательных корреляций для каждой переменной (последняя строка таблицы). Пусть сумма отрицательных коэффициентов корреляции переменной А со всеми другими переменными (или модуль такой суммы; в данном случае знак не принципиален, так как он одинаков для всех объектов) будет выступать мерой структурной удаленности А от всех других переменных, или ее координатой в линейном структурном континууме. Последний получим, отложив координаты на линии, как показано на рисунке 32 (схематично).

Хакамада

Глазьев

Против всех

0

Миронов

Малышкин

Харитонов

Путин

Рис. 32

Прибавим к структурному линейному континууму еще одно измерение OY, в котором отложим полученные кандидатами результаты (рис. 33). Рис. 33 80

4 70 60 50 40 30 20 10

6 271 5 3

0 -10 -4.5

-4.0

-3.5

-3.0

-2.5

-2.0

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

Обозначения: Глазьев — 1, Малышкин — 2, Миронов — 3, Путин — 4, Хакамада — 5, Харитонов — 6, Против всех — 7. 69

Получившаяся картина довольно красноречива и наводит на вполне определенные мысли. Примем в качестве основной гипотезы, что результат партии / кандидата на выборах зависит от ее / его структурной удаленности от всех других объектов (то есть положения в структурном линейном континууме). Чем более удален объект электорального выбора, тем более высокий результат получит партия / кандидат. Содержательно сумма отрицательных коэффициентов корреляции отражает контрастность позиционирования кандидата в сознании электората по отношению к другим кандидатам. Разумеется, речь идет о статистической связи, которая проявится не во всех изучаемых совокупностях. На диаграмме хорошо видно, что объекты распределены в линейном пространстве «неравномерно». Объект электорального выбора «В. Путин» удален от всех других объектов значительно сильнее, чем любой из его конкурентов. В терминах кластер-анализа, можно говорить о наличии изолированного объекта «В. Путин» и довольно плотного кластера, включающего всех остальных кандидатов. Будем называть положение, при котором структурная удаленность объекта А существенно превышает структурную удаленность каждого из других объектов выбора, структурным доминированием объекта А. Дополнительная гипотеза заключается в том, что структурное доминирование способствует достижению победы (или по крайней мере занятию одной из лидирующих позиций) на выборах. Все приведенные выше рассуждения имеют институциональное ограничение: они правомерны для пропорциональных избирательных систем и первых туров в рамках избирательных систем абсолютного большинства. Далее мы протестируем гипотезы на данных электоральной статистки. Методом проверки будет все тот же корреляционный анализ связи между переменными «сумма отрицательных коэффициентов корреляции» и «полученный на выборах результат». Будет использован как корреляционный анализ по методу Пирсона, так и по методу Спирмана, причем именно коэффициент Спирмана станет для нас базовым. Это обусловлено тем, что структурно доминирующие объекты будут с большой силой «тянуть» на себя линию регрессии, как это происходит в нашем примере с российскими президентскими выборами. Так, для этого примера коэффициент Пирсона будет равен 0,99; метод же Спирмана дает гораздо более скромные 0,57 (хотя такой коэффициент также весьма значим и подтверждает нашу гипотезу). Протестированный эмпирический массив состоит из двух частей. Первая охватывает 18 парламентских и президентских выборов в 11 странах мира. Вторая включает все российские федеральные выборы с 1991 по 2004 год (8 кампаний). В таблице 11 приведены коэффициенты корреляции между структурной удаленностью партии/кандидата и результатом на выборах для первой части эмпирического массива. 70

Таблица 11 Страна Аргентина Новая Зеландия Новая Зеландия Италия Италия Нидерланды Нидерланды Греция Греция Латвия Венгрия Португалия Португалия Португалия Словакия Словакия Турция Бельгия

Выборы президентские, 2003 г., 1 тур парламентские, 2002 г. парламентские, 1999 г. парламентские 1996 г. парламентские 2001 г. парламентские, 2002 г. парламентские 2003 г. парламентские, 2000 г. парламентские, 1996 г. Выборы в Европейский парламент 2004 г. (статистика по городам и районам) парламентские, 2002 г. парламентские, 2002 г президентские, 2001 г. парламентские, 1999 г. президентские 1999 г. парламентские, 1998 г. парламентские, 2002 г. парламентские, 2006 г.

Коэффициент Пирсона –0,78 –0,89 –0,74 –0,35 связи нет –0,97 –0,73 –0,78 связи нет –0,72

Коэффициент Спирмана –0,89 –0,64 –0,46 –0,38 связи нет –0,83 –0,38 –0,8 связи нет –0,67

–0,82 –0,73 –0,54 –0,65 –0,83 –0,28 –0,24 связи нет

–0,43 –1 –0,9 –0,71 –0,78 –0,45 –0,54 связи нет

Из 18 случаев только в трех не было зафиксировано значимой отрицательной связи между структурной удаленностью партии / кандидата и результатом на выборах. Думается, это может служить неплохим основанием обоснованности выдвинутой гипотезы. Ниже приводятся диаграммы рассеивания для 12 случаев, когда, партия / кандидат с наибольшим (по модулю) показателем структурной удаленности занял первое (9 случаев) или второе (3 случая) место. По оси OX отложено положение в структурном линейном континууме, по оси OY — результат на выборах. Кружками выделены партии и кандидаты, одновременно обладающие значительными показателями структурной удаленности и высоким результатом (рис. 34).

71

Рис. 34 Аргентина, 2003 30

Новая Зеландия, 2002

Новая Зеландия, 1999

50

40

40

20

30

30 10 20

20 0 10

10 -10 -3.0

-2.5

-2.0

-1.5

-1.0

-.5

0.0

.5

0 -1.6

Нидерланды, 2002

-1.4

-1.2

-1.0

-.8

-.6

-.4

-.2

0 -1.6

-1.4

Нидерланды, 2003

30

-1.2

-1.0

-.8

-.6

-.4

-.2

Греция, 2000

30

50

40 20

20

30

10

20

10

10 0 -2.5

-2.0

-1.5

-1.0

-.5

0.0

0 -3.0

-2.5

-2.0

-1.5

-1.0

-.5

0 -2.0

Латвия, 2004

Венгрия, 2002

40

50

30

40

20

30

-1.5

-1.0

-.5

0.0

Португалия, 2002 50

40

30 10

20

20 0

10

10

-10 -7

-6

-5

-4

-3

-2

-1

0

0 -2.5

-2.0

-1.5

-1.0

-.5

0.0

0 -2.5

Португалия, 2001

Португалия, 1999

60

-1.5

-1.0

-.5

Словакия, 1999

50

50

-2.0

50

40

40 40

30

30

30

20 20

20

10 10

0

0 -2.5

-2.0

-1.5

-1.0

-.5

10

0.0

-10 -3.5

-3.0

-2.5

-2.0

-1.5

-1.0

-.5

0.0

0 -4.0

72

-3.5

-3.0

-2.5

-2.0

-1.5

-1.0

-.5

0.0

Рассмотрим таким же образом все российские федеральные выборы с 1993 по 2003 г. (последние президентские выборы мы осветили выше). Коэффициенты корреляции Пирсона и Спирмана приводятся в таблице 12, диаграммы рассеивания — на рисунке 35. Таблица 12 Выборы Президентские 1991 Парламентские 1993 Парламентские 1995 Президентские 1996, 1 тур Парламентские 1999 Президентские 2000 Парламентские 2003

r Пирсона

r Спирмана

–0,98 –0,57 –0,72 –0,68 –0,87 –0,76 –0,89

–0,86 –0,68 –0,54 –0,57 –0,81 –0,26 –0,57

Таким образом, все без исключения российские федеральные выборы 73 подтверждают отмеченную нами закономерность. Все корреляции между суммой отрицательных коэффициентов и электоральным результатом превышают 0,5 (за единственным исключением r Спирмана для 2000 г.) по модулю и являются отрицательными (без исключений). Эффекты структурного доминирования хорошо видны на примерах выборов 1991 г. (Б. Ельцин), 1995 г. (КПРФ), 1999 г. (КПРФ) и особенно 2003 г. («Единая Россия»). Последний случай, как и случай президентских выборов 2004 г. можно охарактеризовать как чистый тип структурного доминирования. Указанные закономерности подтверждают и результаты линейноструктурного анализа итогов целой серии выборов в законодательные собрания субъектов РФ. Эти данные будут приведены в завершающей главе нашей книги

73

Рис. 35. Президентские 1991

Парламентские 1993 30

60

50

20

40

30

20

10

10

0

0

-3.0

-2.5

-2.0

-1.5

-1.0

-.5

0.0

-3.5

Парламентские 1995

-3.0

-2.5

-2.0

-1.5

-1.0

-.5

0.0

Президентские 1996, 1 тур

30

40

30

20

20 10

10

0

0

-10 -5

-10 -16

-14

-12

-10

-8

-6

-4

-2

0

Парламентские 1999

-4

-3

-2

-1

0

Президентские 2000

30

60

50 20

40

30 10

20

10

0

0 -10 -6

-5

-4

-3

-2

-1

-10 -2.5

0

Парламентские 2003 40

30

20

10

0

-10 -7

-6

-5

-4

-3

-2

-1

0

74

-2.0

-1.5

-1.0

-.5

0.0

Факторный анализ и электоральные структуры Структурный линейный континуум является не единственным способом изучения электоральных структур, основанных на корреляционных связях. Далее мы рассмотрим более сложный вариант отображения корреляционных связей — факторный анализ. Факторный анализ является одним из наиболее мощных статистических средств анализа данных. В его основе лежит процедура объединения групп коррелирующих друг с другом переменных (т. н. «корреляционных плеяд» или «корреляционных узлов») в несколько факторов. Иными словами, цель факторного анализа — «сконцентрировать» исходную информацию, выражая большое число рассматриваемых признаков через меньшее число более емких внутренних характеристик, которые, однако, не поддаются непосредственному измерению (и в этом смысле являются латентными). Рассмотрим пример. Представим себе гипотетический законодательный орган регионального уровня, состоящий из 100 депутатов. В числе прочих вопросов повестки дня на голосование выносились а) законопроект, предлагающий восстановить памятник В.И. Ленину на центральной площади города — административного центра региона; б) обращение к Президенту РФ с требованием вернуть в государственную собственность все стратегические производства. Матрица сопряженности 74 показывает следующее распределение голосов депутатов (таблица 13). Таблица 13 Памятник Ленину (за) 49 6

Обращение к Президенту (за) Обращение к Президенту (против)

Памятник (против)

Ленину

4 41

Очевидно, что голосования статистически связаны: подавляющее большинство депутатов, поддерживающих идею восстановления памятника Ленину, поддерживают и возвращение в государственную собственность стратегических предприятий. Аналогичным образом большинство противников восстановления памятника являются в то же время и противниками возврата предприятий в госсобственность. При этом тематически голосования, очевидно, между собой не связаны. Логично предположить, что выявленная статистическая связь обусловлена существованием некоторого скрытого (латентного) фактора. Законодатели, формулируя свою точку зрения по самым разнообразным вопросам, руководствуются ограниченным, небольшим набором политических позиций. В данном случае можно предположить наличие скрытого раскола депутатского корпуса по критерию поддержки/отвержения консервативносоциалистических ценностей. Выделяется группа «консерваторов» и их оппонентов. Выявив такие расколы, мы сможем описать большое число отдельных голосований через небольшое число факторов. Факторы являются 75

латентными в том смысле, что мы не можем их обнаружить непосредственно: так, в нашем гипотетическом парламенте ни разу не проводилось голосования, в ходе которого депутатам предлагалось бы определить свое отношение к консервативно-социалистическим ценностям. Мы обнаруживаем наличие данного фактора, исходя из содержательного анализа количественных связей между переменными 75. Причем, если в нашем примере сознательно взяты номинальные переменные (поддержка законопроекта с категориями «за» (1) и «против» (0)), то в действительности факторный анализ эффективно обрабатывает интервальные данные. Факторный анализ очень активно используется как в политической науке, так и в «соседних» социологии и психологии. Одна из важных причин большой востребованности метода состоит в разнообразии задач, которые можно решать с его помощью. Так, выделяется по крайней мере три «типовых» цели факторного анализа: • Уменьшение размерности (редукция) данных. Факторный анализ, выделяя узлы взаимосвязанных признаков и сводя их к неким обобщенным факторам, уменьшает исходный базис признаков описания. Решение этой задачи важно в ситуации, когда объекты измерены большим числом переменных и исследователь ищет способ сгруппировать их по смысловому признаку. Переход от множества переменных к нескольким факторам позволяет сделать описание более компактным, избавиться от малоинформативных и дублирующих переменных. • Выявление структуры объектов или признаков (классификация). Эта задача близка к той, которая решается методом кластер-анализа. Но если кластер-анализ принимает за «координаты» объектов их значения по нескольким переменным, то факторный анализ определяет положение объекта относительно факторов (связанных групп переменных). Иными словами, с помощью факторного анализа мы можем оценить сходство и различие объектов в пространстве их корреляционных связей, или в факторном пространстве. Координатными осями факторного пространства выступают полученные латентные переменные, на эти оси проецируются рассматриваемые объекты. Это позволяет создать наглядное геометрическое представление изучаемых данных, удобное для содержательной интерпретации. • Косвенное измерение. Как уже было сказано, факторы являются латентными (эмпирически не наблюдаемыми) и, соответственно, не поддаются непосредственному измерению. Однако факторный анализ позволяет не только выявить латентные переменные, но и оценить количественно их значение для каждого объекта. Для наших целей — выявления структур электорального пространства — понадобятся все три указанные функции. Рассмотрим алгоритм и интерпретацию статистики факторного анализа на примере данных о результатах парламентских выборов в Рязанской области 1999 г. (общефедеральный округ). Для упрощения примера возьмем 76

электоральную статистику только по тем партиям, которые преодолели 5 %ный барьер. Данные взяты в разрезе территориальных избирательных комиссий (по городам и районам области). Первым шагом является стандартизация данных путем перевода их в стандартные баллы (так называемые z-баллы, рассчитываются с помощью функции нормального распределения). Дисперсия 76 стандартизированной переменной всегда равна единице. Перевод относительных частот в стандартные баллы отражен в таблице 14. Таблица 14 ТИК (Территориальная избирательная комиссия)

Яблоко

Единство

Блок Жириновского (БЖ) 6,12 7,41 8,36 5,92

Ермишинская 1,49 35,19 Захаровская 2,74 18,33 Кадомская 1,09 29,61 Касимовская 1,30 39,56 Касимовская городская 3,28 39,41 5,65 То же в стандартизированных баллах (z-баллах) Ермишинская –0,83 1,58 –0,25 Захаровская –0,22 –1,16 0,97 Кадомская –1,03 0,67 1,88 Касимовская –0,93 2,29 –0,44 Касимовская городска 0,04 2,26 –0,70 И т. д. (всего 32 случая)

ОВР

КПРФ

СПС

5,35 11,41 5,53 5,28

31,41 31,59 35,87 29,96

2,80 5,63 1,94 2,37

6,14

24,66

4,61

–0,91 0,44 –0,87 –0,92

–0,17 –0,14 0,59 –0,42

–0,74 0,43 –1,10 –0,92

–0,73

–1,32

0,01

Далее на стандартизированных данных рассчитывается матрица парных корреляций (таблица 15). Таблица 15 YABL

EDIN

BLOK JHI

OVR

KPRF

SPS

YABL EDIN

–0,55

BLOK_JHI

–0,47

0,27

OVR

0,60

–0,72

KPRF

–0,61

0,01

0,10

–0,48

SPS

0,94

–0,45

–0,39

0,52

–0,47 –0,67

Обозначения: YABL — «Яблоко», EDIN — «Единство», BLOK_JHI — «Блок Жириновского, OVR — «Отечество — Вся Россия», KPRF — КПРФ, SPS — СПС. 77

Уже визуальный анализ матрицы парных корреляций позволяет сделать предположения о составе и характере корреляционных плеяд. К примеру, положительные корреляции обнаруживаются для «Союза правых сил», «Яблока» и блока «Отечество — вся Россия» (пары YABL — OVR, YABL — SPS и OVR — SPS). Одновременно эти три переменные отрицательно коррелируют с KPRF (поддержка КПРФ), в меньшей степени, с EDIN (поддержка «Единства») и, в еще меньше степени, с переменной BLOK_JHI (поддержка блока Жириновского). Таким образом, предположительно мы имеем две выраженные корреляционные плеяды: • (YABL + OVR + SPS) — KPRF • (YABL + OVR + SPS) — EDIN Это две разные плеяды, а не одна, так как между EDIN и KPRF связи нет (0.01). Относительно переменной BLOK_JHI предположение сделать сложнее, здесь корреляционные связи менее выражены. Разумеется, в реальной практике выявление корреляционных структур делается не «на глаз». Существует несколько математических подходов к трансформации матриц интеркорреляций, в частности, центроидный метод, метод максимального подобия, метод экстремальной группировки параметров. Мы остановимся на методе главных компонент как одном из наиболее распространенных и в наибольшей степени соответствующем нашим задачам. Математически метод главных компонент довольно сложен, и мы остановимся на некоторых общих моментов. Принципиальная идея компонентного анализа в какой-то мере схожа с идеей корреляционного анализа. Если мы геометрически представим множество объектов в n-мерном пространстве в виде точек, то сможем построить вектор, «объясняющий» значительную долю дисперсии (изменчивости) всех исходных признаков. Собственная дисперсия новой переменной должна быть максимальна, а разброс объектов вокруг нее — минимален. Такой вектор будет похож на линию регрессии, он станет первой главной компонентой. В более точном смысле главные компоненты представляют собой линейные комбинации исходных признаков (как линия регрессии является линейной комбинацией зависимой и независимой переменной). Далее мы можем построить второй вектор, не коррелирующий с первым и в этом смысле перпендикулярный ему, таким образом, чтобы этот вектор «объяснял» максимальную дисперсию, не объясненную первой компонентой. Продолжая в том же духе, мы в состоянии объяснить всю дисперсию исходных признаков, — в этот момент число построенных нами векторов окажется равным числу исходных переменных. При этом объяснительная сила будет снижаться от первой компоненты к последней. Построив совокупность перпендикулярных (ортогональных) векторов, мы можем перейти от исходной системы координат, заданной изучаемыми признаками, к новой системе координат, заданной построенными векторами. Такая процедура будет называться ортогональным преобразованием, так как вращение объектов 78

сохраняет перпендикулярность координатных осей (и относительное положение объектов). Схематично это отображено на рис. 36. Рис. 36

F2 F1

В результате мы, вдобавок к исходным переменным, получаем равную им по числу совокупность новых переменных — главных компонент или факторов. Факторные переменные приобретают соответствующие значения для каждого случая. Наши данные фактически удвоились (таблица 16). Таблица 16 Ерми шинская Захаровская Кадомская Каси мовская

Yabl

Edin

Block Jh

OV R

KPR F

SPS

F1

F2

F3

– 0,83

1,58

–0,25

– 0,91

– 0,17

–0,74

0,85

0,79

1,25

–0,64

0,01

–0,64

– 0,22

–1,16

0,97

0,44

– 0,14

0,43

–0,24

–0,25

–1,70

0,09

–2,24

–0,86

– 1,03

0,67

1,88

– 0,87

0,59

–1,10

1,29

0,40

–1,29

0,04

0,69

1,10

– 0,93

2,29

–0,44

– 0,92

– 0,42

–0,92

0,98

1,21

1,80

–1,15

0,46

0,14

0,04

2,26

–0,70

– 0,73

– 1,32

0,01

0,23

1,96

1,98

–0,79

0,82

–0,08

0,35

–0,60

1,40

0,06

– 0,64

–0,11

–0,09

0,50

–1,75

0,06

1,70

–1,52

– 0,08

–0,36

–0,35

– 0,71

1,09

–0,09

0,29

–0,81

0,39

1,26

–0,25

–0,72

– 0,77

0,08

–0,88

– 0,56

1,21

–0,68

0,61

–1,09

1,09

0,24

–0,79

–0,82

0,10

–0,46

–0,35

0,31

– 0,09

0,22

–0,32

–0,31

0,02

–0,10

–0,62

–0,80

Каси мовская город ская Клепиковская Кораблинская Милославская Mиха йлов ская

И т. д. (всего 32 случая)

79

F4

F5

F6

Важным элементом статистики факторного анализа является т. н. матрица факторного отображения или матрица факторных нагрузок (factor loadings). Факторные нагрузки являются коэффициентами корреляции каждой переменной с каждым из выявленных факторов. Так, корреляция между значениями первой факторной переменной и значениями переменной YABL составляет –0.93. Чем теснее связь переменной с рассматриваемым фактором, тем выше значение факторной нагрузки. Положительный знак факторной нагрузки указывает на прямую (а отрицательный знак — на обратную) связь переменной с фактором. Матрица факторных нагрузок для данного случая приведена в таблице 17. Таблица 17 Factor 1

2

3

4

5

6

YABL

–0,9329

0,145614

0,030921

0,283684

0,162166

0,027504

EDIN

0,662249

0,603814

0,416171

–0,11986

0,019425

0,094297

BL_JHIR

0,560088

0,356824

–0,74181

0,082336

0,014408

0,041335

OVR

–0,82286

–0,28268

–0,17181

–0,45257

0,000428

0,09304

KPRF

0,647788

–0,68835

0,064003

0,306915

–0,00061

0,090835

SPS

–0,89751

0,279202

0,015732

0,304512

–0,14607

0,047045

С помощью матрицы факторных нагрузок мы способны воссоздать значения исходных переменных по значениям факторных переменных по формуле y = F1f1 + F2f2+….+ Fnfn, где Fn — значение факторной нагрузки, fn — значение факторной переменной. Так, мы можем реконструировать результат голосования за партию «Яблоко» в Ермишинском районе, просуммировав произведения значений факторных переменных для этого района на факторные нагрузки партии «Яблоко»: 0,85×-0,93+0,79×0,15+1,25×0,03–0,64×0,28+0,01×0,16–0,64×0,03 = 0,83 (с учетом ошибки округления). Это уравнение показывает, как можно разложить значение наблюдаемой переменной в конкретном случае на части, соответствующие влиянию и выраженности у него латентных факторов. Также матрица факторных нагрузок позволяет нам воспроизвести исходную корреляционную матрицу. Согласно модели факторного анализа корреляцию между переменными можно получить, суммируя произведения их нагрузок на факторы: r (a, b) = F1a F1b + F2a F2b+….+ FnaF nb где Fna — n-ая факторная нагрузка на переменную a, Fnb — n-ая факторная нагрузка на переменную b. Так, корреляция между «Единством» и ОВР составит: 0,66×(–0,82) + 0,60×(–0,28) + 0,42×(–0,17) – 0,12×(–0,45) + 0,02×0,00 + 0,09×0,09 = –0,72 80

(с учетом ошибки округления). Каждый компонент суммы — часть корреляции, которая объясняется соответствующим фактором. При этом, в соответствии с логикой метода главных компонент, «вклады» каждого фактора в восстановление коэффициента корреляции существенно различаются: первый фактор восстанавливает 0,54 из 0,72, тогда как последний всего 0,0081. Объяснительная сила факторов описывается в другой ключевой составляющей статистики факторного анализа — матрице собственных значений (eigenvalues). Собственные значения факторов для нашего случая таковы (таблица 18). Таблица 18 Фактор

Eigenvalues (собственное значение)

% total Variance (% общей вариации)

1

3,52

58,75

2

1,14

19,08

3

0,76

12,64

4

0,49

8,22

5

0,05

0,80

6

0,03

0,51

Всего

6

100%

Чем больше собственное значение фактора, тем больше его объяснительная сила (максимальное значение = количество переменных, в нашем случае 6). Одним из ключевых элементов статистики факторного анализа является показатель «% общей вариации» (% total Variance). Он показывает, какую долю вариации (изменчивости) переменных объясняет извлеченный фактор. В нашем случае «вес» первого фактора превосходит «вес» всех остальных факторов, вместе взятых: он объясняет почти 59 % общей вариации. Второй фактор объясняет 19 % вариации, третий — 12,6 % и т. д. по убывающей. Имея собственные значения факторов, мы можем приступить к решению задачи сокращения размерности данных. Редукция произойдет за счет исключения из модели факторов, обладающих наименьшей объяснительной силой. И здесь ключевой вопрос состоит в том, сколько факторов оставить в модели и какими критериями при этом руководствоваться. Так, явно лишними являются факторы 5 и 6, в совокупности объясняющие чуть более процента всей вариации. А вот судьба факторов 3 и 4 уже не столь очевидна. Как правило, в модели остаются факторы, чье собственное значение превышает единицу (критерий Кайзера). В нашем случае это факторы 1 и 2. Однако полезно проверить корректность удаления четырех факторов с помощью других критериев. Одним из наиболее широко используемых методов является анализ «графика осыпи» (scree plot). Для нашего случая он имеет вид (рис. 37). 81

Рис. 37 4.0 4.0 3.5 3.5 3.0 3.0 2.5 2.5 2.0 2.0 1.5 1.5 1.0 1.0 0.5 0.5 0.0 0.0 0 0

Два фактора Четыре фактора

1 1

2 2

3 3

4 4

5 5

6 6

7 7

График получил свое название из-за сходства со склоном горы. «Осыпь» — геологический термин, обозначающий обломки горных пород, скапливающиеся в нижней части скалистого склона. «Скала» — это понастоящему влиятельные факторы, «осыпь» — статистический шум. Образно говоря, нужно найти место на графике, где кончается «скала» и начинается «осыпь» (где убывание собственных значений слева направо сильно замедляется). В нашем случае выбор нужно сделать из первого и второго перегибов, соответствующих двум и четырем факторам. Оставив четыре фактора, мы получим очень высокую точность модели (более 98 % общей вариации), но сделаем ее достаточно сложной. Оставив два фактора, мы будем иметь значительную необъясненную часть вариации (около 22 %), но модель будет лаконичной и удобной в анализе (в том числе визуальном). Думается, что в данном случае лучше пожертвовать некоторой долей точности в пользу компактности и оставить первый и второй фактор. Проверить адекватность полученной модели можно с помощью специальных матриц воспроизведенных корреляций (reproduced correlations) и остаточных коэффициентов (residual correlations). Матрица воспроизведенных корреляций содержит коэффициенты, которые удалось восстановить по двум оставленным в модели факторам. Особое значение в ней имеет главная диагональ, на которой расположены общности переменных (в таблице 19 выделены курсивом). Общности переменных показывают, насколько 82

точно модель воспроизводит корреляцию переменной с той же переменной, которая должна составлять 1. Матрица остаточных коэффициентов содержит разность между исходным и воспроизведенным коэффициентом. Например, воспроизведенная корреляция между переменными SPS и YABL составляет 0,88, исходная — 0,94. Остаток = 0,94 – 0,88 = 0,06. Чем ниже значения остатков, тем лучше качество модели. Таблица 19 YABL

Воспроизведенные корреляции BLOK_J EDIN HI OVR

KPRF

SPS

YABL

0,89

EDIN BLOK_J HI

–0,53

0,80

–0,47

0,59

0,44

OVR

0,73

–0,72

–0,56

KPRF

–0,70

0,01

0,12

–0,34

0,89

SPS

0,88

–0,43

–0,40

0,66

–0,77

0,88

YABL

Остаточные коэффициенты BLOK_J EDIN HI OVR

KPRF

SPS

0,76

YABL

0,11

EDIN BLOK_J HI

–0,02

0,20

0,00

–0,31

0,56

OVR

–0,13

–0,01

0,09

0,24

KPRF

0,09

0,00

–0,02

–0,14

0,11

SPS

0,06

–0,03

0,01

–0,14

0,10

0,12

Как видно из матриц, двухфакторная модель, будучи в целом адекватной, плохо объясняет отдельные связи. Так, очень низкой является общность переменной BLOK_JHI (всего 0,56), слишком велико значение остаточного коэффициента связи BLOK_JHI и EDIN (–0,31). Теперь необходимо решить, насколько важным для данного конкретного исследования является адекватное представление переменной BLOK_JHI. Если важность высока (к примеру, если исследование посвящено анализу электората именно этой партии), корректно вернуться к четырехфакторной модели. Если нет, можно оставить два фактора. Принимая во внимание иллюстративный характер данного примера, оставим более простую модель. Таким образом, эффективное число измерений факторного пространства составляет в данном случае 2. Под эффективным числом измерений будем далее понимать количество главных компонент, на основании которых мо83

гут быть корректно воспроизведены основные корреляционные связи между исходными переменными. Полученная двухфакторная модель может быть геометрически представлена на плоскости. По оси OX отложим нагрузки переменных на первый фактор, по оси OY — нагрузки переменных на второй фактор и получим двухмерное факторное пространство (рис. 38). Рис. 38 1.0 0.8

единство

0.6 0.4 0.2

блок жириновского

спс яблоко

0.0 -0.2

овр

-0.4

кпрф

-0.6 -0.8 -1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

Перед тем как приступать к содержательному анализу полученных результатов, мы можем осуществить еще одну операцию — вращение (rotation). Важность этой операции продиктована тем, что существует не один, а множество вариантов матрицы факторных нагрузок, в равной степени объясняющих связи переменных (матрицу интеркорреляций). Необходимо выбрать такое решение, которое проще интерпретировать содержательно. Таковым считается матрица нагрузок, в которой значения каждой переменной по каждому фактору максимизированы или минимизированы (приближены к единице или к нулю). Рассмотрим схематичный пример. Имеется четыре объекта, расположенных в факторном пространстве следующим образом (рис 39). Рис. 39

84

Нагрузки на оба фактора для всех объектов существенно отличны от нуля, и мы вынуждены привлекать оба фактора вместе для интерпретации положения объектов. Но если «повернуть» всю конструкцию по часовой стрелке вокруг пересечения осей координат, получим следующую картинку. Рис. 40

0

В этом случае нагрузки каждой переменной на один фактор будут близки к 0, а нагрузки на другой фактор — к единице (т. н. принцип простой структуры). Существует довольно большое количество методов вращения факторов. Так, группа методов ортогонального вращения всегда сохраняет прямой угол между координатными осями. К таковым относятся varimax (минимизирует количество переменных с высокой факторной нагрузкой), quartimax (минимизирует количество факторов, необходимых для объяснения переменной), equamax (сочетание двух предыдущих методов). Методы косоугольного вращения не обязательно сохраняют прямой угол между осями (к примеру, Direct oblimin). Метод prоmах представляет собой сочетание ортогонального и косоугольного методов вращения. В большинстве случаев используется метод varimax, который дает хорошие результаты применительно и к большинству задач политических исследований. Кроме того, как и в процессе применения многих других методов, рекомендуется поэкспериментировать с различными техниками вращения. В нашем примере после вращения методом varimax получаем следующую матрицу факторных нагрузок (таблица 20). Таблица 20 Переменные

Нагрузки на фактор 1

Нагрузки на фактор 2

YABL

0,77

0,55

EDIN

–0,05

–0,89

BL_JHIR

–0,15

–0,65

OVR

0,39

0,78

KPRF

–0,94

0,04

SPS

0,84

0,43 85

Соответственно, геометрическое представление факторного пространства будет иметь вид (рис. 41). Рис. 41 1.2

овр

0.8

яблоко спс

0.4

кпрф 0.0

-0.4

блок жириновского единство

-0.8

-1.2 -1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

В целом мы получаем факторное представление электорального пространства Рязанской области для данных выборов, обладающее структурой ключевых политических альтернатив. Система понятий, разработанных нами в рамках линейно-структурного анализа, может быть использована (с некоторой коррекцией) и для факторно-структурного анализа. Так, ключевой структурной оппозицией (которую в данном случае корректно называть факторно-структурной оппозицией) по первой компоненте — «главному» измерению электорального пространства — является противостояние КПРФ, с одной стороны, и «Яблока» и СПС, с другой. Второе измерение формирует оппозиция «Отечество — Вся Россия» — «Единство». Пространственные структуры, полученные на основании метода главных компонент, могут также характеризоваться наличием или отсутствием структурного доминирования (факторно-структурного доминирования), а также степенью его интенсивности. Под факторно-структурным доминированием объекта электорального выбора А (партии или кандидата) в измерении n будем понимать такое его положение относительно других объектов, когда А находится в факторно-структурной оппозиции всем (или подавляющему большинству) другим объектам. Математически это будет означать, что значение факторной нагрузки А на факторную переменную n будет отличаться по знаку от значений нагрузок всех других объектов. Наиболее значимым, естественно, является структурное доминирование в первом измерении (по первой главной компоненте). 86

На рис. 42 показана структура электорального пространства, в которой А обладает ярко выраженным доминированием в первом измерении. Нагрузка А на первую главную компоненту является единственной отрицательной, все остальные нагрузки положительные. Рис. 42 0.8

C

0.6

D

0.4 0.2

A

B

K F

0.0

G -0.2 -0.4 -0.6

E

J

-0.8 -1.0 -1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

Существует возможность количественно оценить интенсивность структурного доминирования объекта. Выше, в линейно-структурном анализе, мы использовали в качестве показателя структурного положения суммы отрицательных коэффициентов корреляции. В данном случае уместно использовать сумму разностей факторных нагрузок объекта А и всех остальных объектов: F-dist = ∑(A — ni), где ni — факторные нагрузки на каждый объект электорального выбора, за исключением А. Назовем этот показатель факторно-структурной дистанцией объекта А (F-dist) 77. Чем больше его значение, тем сильнее структурное доминирование А. Выдвигаемая нами гипотеза относительно связи структурного положения объекта с его электоральным результатом созвучна тому предположению, которое было сформулировано в рамках линейно-структурного анализа. А именно: факторно-структурное доминирование кандидата или 87

партии в электоральном пространстве способствует получению этой партией или кандидатом большего числа голосов на выборах. Существует прямая статистическая связь между значением факторно-структурной дистанции и числом (долей) голосов, получаемых объектом электорального выбора. Говоря проще, чем более контрастно расположен объект в пространстве связей, чем более он удален от других объектов, тем выше шансы на победу. Обоснование этого тезиса будет сделано в следующих главах на эмпирическом массиве электоральной статистики по российским регионам. Отдельную проблему представляет собой содержательная интерпретация результатов факторного анализа. Наиболее плодотворным является комплексный подход, заключающийся в сочетании различных способов интерпретации. Основных таких способов три. Первый, наиболее очевидный, заключается в поиске ключевых содержательных различий между объектами, занимающими полярные позиции на осях полученных факторных переменных. Как было отмечено, в нашем случае это КПРФ — СПС+Яблоко (первый фактор) и Единство — ОВР (второй фактор). Другими словами, мы анализируем различия между объектами, формирующими факторно-структурные оппозиции. Исходя из специфики идеологических установок КПРФ, с одной стороны, и СПС и «Яблока», с другой, мы можем интерпретировать данную факторно-структурную оппозицию как «лево-правый» раскол. Оппозицию по второму фактору формируют ОВР и «Единство». К последнему «примыкает» «Блок Жириновского», но достоверно судить о положении этой партии в факторном пространстве мы не можем в силу особенностей модели, которая плохо объясняет связи именно этой переменной. Чтобы дать интерпретацию такой конфигурации, необходимо вспомнить политические реалии избирательной кампании 1999 г. Тогда борьба внутри политической элиты приводит к формированию «двух эшелонов» «партии власти» — блоков «Единство» и «Отечество — Вся Россия». Различие между ними не носило идеологического характера: фактически, населению предложили выбирать не из двух идейных платформ, а из двух элитных групп, каждая из которых располагала существенными властными ресурсами и региональной поддержкой. Таким образом, этот раскол можно интерпретировать как «властно-элитный» (или, несколько упрощая, «власть — оппозиция»). Кстати, комбинация именно этих двух расколов очень типична для парламентских выборов 1999 г 78. Второй полезный способ связан с анализом геометрического представления случаев в пространстве факторных переменных. Выше мы говорили о том, что каждый случай (в нашем примере — район или город Рязанской области) обладает факторным значением — значением по каждой из выделенных латентных переменных. Полная таблица факторных значений для полученной модели такова (таблица 21). 88

Таблица 21 ТИК

Factor1

Factor2

Ермишинская

–0,05062

–1,15975

Захаровская

–0,00247

0,350663

ТИК Рязань, Железнодорожная Рязань, Октябрьская

Factor1

Factor2

1,77361

1,158334

1,694949

1,537234

Кадомская

–0,64078

–1,18747

Рязань, Советская

1,798725

1,414089

Касимовская

0,142665

–1,54653

Рязанская

0,389652

0,274064

1,203711

–1,56114

Сапожковская

–0,92795

–0,03266

0,41524

–0,29864

Сараевская

–1,48284

–0,19035

Кораблинская

–0,77347

0,37917

Сacовская

–1,94966

0,322051

Милославская

–1,19347

0,354249

Сасовская городская

–0,69301

0,43614

Mихайловская

0,011675

0,440531

Скопинская

–0,34463

0,005466

Новодеревенская

0,253628

–1,63593

Скопинская городская

–0,94694

1,851253

Пителинская

–1,23489

0,016008

Спасская

–0,9067

0,116271

Пронская

1,67697

–1,66391

Старожиловская

0,704221

–0,47759

Путятинская

0,332679

–0,21989

Ухоловская

0,004008

–0,91652

Рыбновская

0,83539

0,318645

Чучковская

–0,31204

–1,13983

Ряжская

0,106996

–0,24348

Шацкая

–0,7418

1,842568

Рязань, Московская

1,324463

1,324716

Шиловская

–0,46731

0,13223

Касимовская родская

го-

Клепиковская

Соответственно, мы имеем возможность представить каждую территорию как точку с координатами (f1, f2). Однако, геометрическое представление всех 32 районов и городов будет перегруженным и не наглядным: следует оставить лишь те территории, которые имеют наиболее высокие/низкие значения по первому или второму фактору (и по обоим вместе). Такое геометрическое представление отображено на рисунке 43. Фактически, мы получили геометрическое представление территорий, формирующих факторно-структурные оппозиции. Сразу бросается в глаза кластер, состоящий из четырех районов областного центра (правый верхний угол). По первому фактору Рязань противостоит аграрным и периферийным Сасовскому, Милославскому и Сараевскому районам. Из матрицы факторных нагрузок, полученной вращением varimax, мы знаем, что первая факторная переменная положительно коррелирует с СПС, ОВР и «Яблоко» и отрицательно — с КПРФ и «Единством». Район Рязани имеет высокие положительные значения по первому фактору, соответственно, им свойственен высокий уровень поддержки либеральных партий и блока «Отечество — Вся Россия». Для периферийных сельских территорий, напротив, характерна поддержка «Единства» и КПРФ. Учитывая, что на полюсах первого фактора оказались областной центр и периферийные аграрные районы, напрашивается вывод, что эта переменная связна с социальным размежеванием «город — село». Чтобы проверить эту 89

гипотезу, следует использовать третий метод интерпретации результатов факторного анализа, сугубо количественный. Речь идет о регрессионном анализе. Рис. 43 2.5 Скопинская

2.0 1.5

Рязань1

Рязань3 Рязань4 Рязань2

1.0 0.5 0.0

Сacовская

Милославская

Рыбновская

Сараевская

-0.5 -1.0

Кадомская Касимовская Новодеревенская

-1.5 -2.0 -2.5

-1.5

-0.5

0.5

Пронская

1.5

2.5

Целью регрессионного анализа является измерение связи между зависимой переменной и одной (парный регрессионный анализ) или несколькими (множественный) независимыми переменными. Чрезвычайно широкое распространение регрессионного анализа в эмпирических исследованиях связано во многом с тем, что это удобный инструмент тестирования гипотез (как предположений о влиянии одних переменных на другие) и создания моделей. Первые действия при использовании регрессионного анализа будут практически идентичны предпринятым нами в рамках вычисления коэффициента корреляции. Три основных условия эффективности корреляционного анализа по методу Пирсона: а) нормальное распределение переменных; б) интервальное измерение переменных; в) линейность связи между переменными актуальны и для регрессии. Соответственно, на первом этапе строятся диаграммы рассеяния, проводится статистически-описательный анализ переменных и вычисляется линия регрессии (точно так же, как и при корреляционном анализе, то есть методом наименьших квадратов). Возьмем независимую переменную «доля сельского населения по регионам России» (SELNAS) и зависимую переменную «поддержка СПС на федеральных парламентских выборах 1999 г.» (SPS). При построении диаграммы рассеивания корректно откладывать зависимую переменную по оси 90

ОY, а независимую по оси OX (в корреляционном анализе это не имеет значения). После чистки выбросов диаграмма рассеяния имеет вид (рис. 44). Рис. 44

16

12

8

4

0 0

20

40

60

80

100

Принципиальная идея регрессионного анализа состоит в том, что, имея общую тенденцию для переменных — в виде линии регрессии — мы можем предсказать значение зависимой переменной, имея значение независимой. Представим, что мы имеем обычную математическую линейную функцию. Любая прямая в евклидовом пространстве задается формулой y = bx + a, где a — константа, задающая смещение по оси ординат; b — коэффициент, определяющий угол наклона линии. Зная угловой коэффициент и константу, мы можем рассчитать (предсказать) значение y для любого x. Эта простейшая функция и легла в основу модели регрессионного анализа, — с той оговоркой, что значение y мы предскажем не точно, а в рамках определенного доверительного интервала (как мы уже обсуждали, такова особенность статистических связей). Константой является точка пересечения линии регрессии и оси ординат (т. н. y-пересечение, в статистических пакетах, как правило, обозначается «interceptor»). В нашем примере с голосованием за СПС ее округленное значение составит 10,55. Угловой коэффициент b будет равен примерно –0,1 (как и в корреляционном анализе, знак показывает тип связи — прямая или 91

обратная). Таким образом, полученная модель будет иметь вид SPS = –0,1 ×SELNAS + 10,55 Имея регрессионную формулу, мы можем рассчитать предсказанные значения переменной «поддержка СПС» и сопоставить их с исходными значениями. К примеру, для случая «республика Адыгея» с долей сельского населения 47 % предсказанное значение составит 5,63: SPS = –0,10 × 47 + 10,55 = 5,63 79 Разность между исходным и предсказанным значением называется остатком. Так, для случая «республика Адыгея» остаток будет равен 3,92–5,63 = –1,71. Чем больше модульное значение остатка, тем менее удачно предсказано значение. Рассчитываем предсказанные значения и остатки для всех случаев (таблица 22). Таблица 22 SELNAS Адыгея Республика Алтай Башкирия Бурятия Дагестан Ингушетия И т. д…

SPS (предсказанное) 5,63

Остатки

47

SPS (исходное) 3,92

76 36 41 59 59

5,4 6,04 8,36 1,22 0,38

2,59 6,78 6,25 4,37 4,37

2,81 –0,74 2,11 –3,15 –3,99

–1,71

Анализ соотношения исходных и предсказанных значений служит для оценки качества полученной модели, ее прогностической способности. Одним из главных показателей регрессионной статистики является множественный коэффициент корреляции R — коэффициент корреляции между исходными и предсказанными значениями зависимой переменной. В парном регрессионном анализе он равен обычному коэффициенту корреляции Пирсона между зависимой и независимой переменной, в нашем случае — 0,63. Чтобы содержательно интерпретировать множественный R, его необходимо преобразовать в коэффициент детерминации. Для этого коэффициент возводится в квадрат. Смысл этой процедуры состоит в том, что при возведении в квадрат низкие коэффициенты потеряют «в весе» гораздо сильнее, чем высокие. Так, 0,9² = 0,81 (значение снижается всего на 0,09); 0,5² = 0,25 (здесь мы «теряем» уже половину значения); 0,3² = 0,09 (более чем трехкратная «потеря веса»). Коэффициент детерминации R-квадрат показывает долю вариации зависимой переменной, объясняемую независимой (независимыми) переменными. В нашем случае R-квадрат = 0,39 (0,63²); это означает, что переменная «доля сельского населения» объясняет примерно 40 % вариации переменной «поддержка СПС». Чем больше величина коэффициента детерминации, тем выше качество модели. 92

Другим показателем качества модели является стандартная ошибка оценки (standard error of estimate). Это показатель того, насколько сильно точки «разбросаны» вокруг линии регрессии. Мерой разброса для интервальных переменных является стандартное отклонение. Соответственно, стандартная ошибка оценки — это стандартное отклонение распределения остатков. Чем выше ее значение, тем сильней разброс и тем хуже модель. В нашем случае стандартная ошибка составляет 2,18. Именно на эту величину наша модель будет «ошибаться в среднем» при прогнозировании значения переменной «поддержка СПС». Кроме того, регрессионная статистика включает в себя результаты дисперсионного анализа 80. С его помощью мы выясняем, 1) какая доля вариации (дисперсии) зависимой переменной объясняется независимой переменной; 2) какая доля дисперсии зависимой переменной приходится на остатки (необъясненная часть); и 3) каково отношение этих двух величин (F-отношение, или критерий Фишера). Дисперсионная статистика особенно важна для выборочных исследований, — она показывает, насколько вероятно наличие связи между независимой и зависимой переменной в генеральной совокупности. Однако и для сплошных исследований (как в нашем примере) изучение результатов дисперсионного анализа небесполезно. В этом случае проверяют, не вызвана ли выявленная статистическая закономерность стечением случайных обстоятельств, насколько она характерна для того комплекса условий, в которых находится обследуемая совокупность. Устанавливается не истинность полученного результата для какой-то более обширной генеральной совокупности, а степень его закономерности, свободы от случайных воздействий. В нашем случае статистика дисперсионного анализа такова (таблица 23). Таблица 23 Sums of Squares

df

Mean Squares

Регресс.

258,77

1,00

258,77

Остат.

395,59

83,00

4,77

Всего

654,36

F 54,29

p-level 0,0000000001

F-отношение 54,29 значимо на уровне p-уровне 0,0000000001. P-уровень, или уровень статистического доверия, показывает вероятность того, что верна т. н. нулевая гипотеза — гипотеза о том, что связь в действительности отсутствует. В данном случае мы можем с уверенностью отвергнуть нулевую гипотезу. Аналогичную функцию выполняет критерий t, но уже в отношении регрессионных коэффициентов (углового и y-пересечения). С помощью критерия t мы проверяем гипотезу о том, что в генеральной совокупности регрессионные коэффициенты равны нулю. В нашем случае мы вновь можем уверенно отбросить нулевую гипотезу (таблица 24) 93

Таблица 24 B

S . Err. of B

t

p-level

Intercpt

10,55

0,54

19,42

0,0000000000

SELNAS

–0,10

0,01

–7,37

0,0000000001

Модель множественной регрессии практически идентична модели парной регрессии; разница лишь в том, что в линейную функцию последовательно включаются несколько независимых переменных. y = b1×x1 + b2×x2 + ... + bp×xp + a Если независимых переменных больше двух, мы не имеем возможности получить визуальное представление об их связи, в этом плане множественная регрессия менее «наглядна», нежели парная. При наличии двух независимых переменных данные бывает полезно отобразить на трехмерной диаграмме рассеяния. В профессиональных статистических пакетах программ (к примеру, Statistica) существует опция вращения трехмерной диаграммы, что позволяет хорошо визуально представить структуру данных. При работе с множественной регрессией необходимо, в отличие от парной, определить алгоритм анализа. Стандартный алгоритм включает в итоговую регрессионную модель все имеющиеся предикторы. Пошаговый алгоритм предполагает последовательное включение (исключение) независимых переменных, исходя из их объяснительного «веса». Пошаговый метод хорош, когда имеется много независимых переменных; он «очищает» модель от откровенно слабых предикторов, делая ее более компактной и лаконичной. При этом пошаговый анализ с исключением (из модели последовательно исключаются наиболее слабые предикторы) делает модель предельно компактной, по сравнению с пошаговым анализом с включением (в модель последовательно включаются наиболее сильные предикторы). Дополнительным условием корректности множественной регрессии (наряду с «интервальностью», «нормальностью» и линейностью) является отсутствие т. н. мультиколлинеарности, — наличия сильных корреляционных связей между независимыми переменными. Интерпретация статистики множественной регрессии включает в себя все элементы, рассмотренные нами для случая парной регрессии. Кроме того, в статистике множественного регрессионного анализа есть и новые важные составляющие. Работу с множественной регрессией мы проиллюстрируем на примере тестирования гипотез, объясняющих различия в уровне электоральной активности по регионам России 81. В ходе конкретных эмпирических исследований были высказаны предположения, что на уровень явки избирателей влияют: • национальный фактор (переменная RUS_NAS; операционализирована как доля русского населения в субъектах РФ). Предполагается, что увеличение доли русского населения ведет к снижению активности избирателей; • фактор урбанизации (переменная GOR_NAS; операционализирована как доля городского населения в субъектах РФ, с этим фактором мы уже работали с 94

помощью корреляционного анализа). Предполагается, что увеличение доли городского населения также ведет к снижению активности избирателей. Зависимая переменная — «интенсивность избирательной активности» (ACTIVE) операционализирована через усредненные данные явки по регионам на федеральных выборах с 1995 по 2003 гг. Исходная таблица данных для двух независимых и одной зависимой переменной будет иметь следующий вид (таблица 25). Таблица 25 Переменные GOR_NAS

Случаи ACTIVE

Республика Адыгея 64,92 53 Республика Алтай 68,60 24 Республика Бурятия 60,75 59 Республика Дагестан 79,92 41 Ингушетия Республика 75,05 41 Республика Калмыкия 68,52 39 Республика Карачаево-Черкесия 66,68 44 Республика Карелия 61,70 73 Республика Коми 59,60 74 Республика Марий Эл 65,19 62 И т. д. (после чистки выбросов остается 83 случая из 88)

68 60 70 9 23 37 42 73 57 47

Трехмерная диаграмма рассеивания имеет вид (рис. 45). Рис. 45 явка

82 78 74 70 66 0 20 40 60

62 58 120

100

80

80 60

40

20

городское 95

100 0

RUS_NAS

-20 120

русское

Статистика, описывающая качество модели, выглядит следующим образом. 1. Множественный R=0,62; R-квадрат=0,38. Следовательно, национальный фактор и фактор урбанизации вместе объясняют около 38 % вариации переменной «электоральная активность». 2. Средняя ошибка составляет 3,38. Именно настолько «в среднем ошибается» построенная модель при прогнозировании уровня явки. 3. F-отношение объясненной и необъясненной вариации составляет 25,2 на p-уровне 0,000000003. Нулевая гипотеза о случайности выявленных связей отвергается. 4. t для константы и регрессионных коэффициентов переменных GOR_NAS и RUS_NAS значим на уровне 0,0000001; 0,00005 и 0,007 соответственно. Нулевая гипотеза о случайности коэффициентов отвергается. Дополнительная полезная статистика в анализе соотношения исходных и предсказанных значений зависимой переменной — расстояние Махаланобиса и расстояние Кука. Первое — мера уникальности случая (оно показывает, насколько сочетание значений всех независимых переменных для данного случая отклоняется от среднего значения по всем независимым переменным одновременно). Второе — мера «влиятельности» случая. Разные наблюдения по-разному влияют на наклон линии регрессии, и с помощью расстояния Кука можно сопоставлять их по этому показателю. Кстати, это бывает полезно при чистке выбросов (выброс можно представить как чрезмерно влиятельный случай). В нашем примере к уникальным и влиятельным случаям, в частности, относится Дагестан (таблица 26). Таблица 26 Исходные

Предсказанные

Остатки

Расстояние Махаланобиса

Расстояние Кука

Адыгея Республика Алтай

64,92

66,33

–1,40

0,69

0,00

68,60

69,91

–1,31

6,80

0,01

Бурятия

60,75

65,56

–4,81

0,23

0,01

Дагестан

79,92

71,01

8,91

10,57

0,44

Ингушетия

75,05

70,21

4,84

6,73

0,08

Калмыкия

68,52

69,59

–1,07

4,20

0,00

Случай

Собственно регрессионная модель обладает следующими параметрами: y-пересечение (константа) = 75,99; b (GOR_NAS) = –0,1; b (RUS_NAS) = –0,06. Итоговая формула: ACTIVE = –0,1×GOR_NASn – 0,06×RUS_NASn + 75,99 Можем ли мы сравнивать «объяснительную силу» предикторов, исходя из значения коэффициента b? В данном случае — да, так как обе независимые переменные имеют одинаковый процентный формат. Однако чаще все96

го множественная регрессия имеет дело с переменными, измеренными в разных шкалах (к примеру, уровень дохода, измеренный в рублях, и возраст, измеренный в годах). Поэтому в общем случае сравнивать предсказательные возможности переменных по регрессионному коэффициенту некорректно. В статистике множественной регрессии для этой цели существует специальный коэффициент — бета (β), вычисляемый отдельно для каждой независимой переменной. β представляет собой частный (вычисленный после учета влияния всех других предикторов) коэффициент корреляции независимой и зависимой переменных и показывает независимый вклад первой в предсказание значений второй. В парном регрессионном анализе бета-коэффициент, по понятным причинам, равен коэффициенту парной корреляции между зависимой и независимой переменной. В нашем примере бета (GOR_NAS) = –0,43, бета (RUS_NAS) = –0,28. Таким образом, оба фактора отрицательно влияют на уровень электоральной активности, при этом значимость фактора урбанизации существенно выше, чем значимость национального фактора. Совокупное влияние обоих факторов определяет около 38 % вариации переменной «электоральная активность» (см. значение R–квадрат). Таковы основные содержательные результаты предпринятого анализа. В случае с Рязанской областью регрессионный анализ показывает существенное влияние фактора урбанизации (раскол «город — село») на первую факторную переменную: R² составил 0,64. Другими словами фактор урбанизации объясняет почти две трети вариации латентной переменной, обозначенной нами как «лево-правый идеологический раскол».

*** Выше мы охарактеризовали способы обнаружения структурных характеристик электорального пространства с помощью статистических методов в рамках индуктивной логики (от эмпирических данных — к структурам). Теперь мы можем перейти к построению комплексной теории электорального пространства, анализу механизмов формирования его топологических характеристик и структурных свойств.

97

ФОРМИРОВАНИЕ ЭЛЕКТОРАЛЬНОГО ПРОСТРАНСТВА: ОСНОВЫ ТЕОРИИ

Ниже мы попытаемся ответить на ряд принципиальных вопросов, связанных с формированием электорального пространства. Что определяет его размерность? Что лежит в основе формирования структурных оппозиций? Подвержены ли структуры электорального пространства изменениям и что является движущей силой этих изменений? Какие факторы способствуют возникновению структурного доминирования? Мы исходим из предпосылки, что столь сложное явление не может быть осмыслено в рамках какой-то одной политологической парадигмы. Формирование электорального пространства — многоуровневый процесс, причем на разных уровнях действуют качественно разные группы факторов. Таким образом, речь идет о необходимости создания комплексной, мультипарадигмальной теоретической модели, объясняющей различные свойства электорального пространства. На сегодняшний день в политической науке по-прежнему господствует стремление рассматривать политическое поведение в рамках какой-то одной парадигмы. Это может показаться странным, учитывая сложность этого феномена, его зависимость от множества переменных самого разного плана. Тем не менее, попытки «объединить усилия» различных теоретических направлений, по существу, эпизодичны. Среди наиболее значительных комплексных подходов следует выделить, прежде всего, модель «воронки причинности» исследователей Мичиганского университета А. Кемпбелла, Ф. Конверса, У. Миллера и Д. Стоукса, впервые сформулированную в работе «Американский избиратель» 82. «Воронка причинности» моделирует процесс преобразования кумулятивного воздействия факторов разного уровня в конкретный электоральный выбор. Факторы действуют на разных «слоях» воронки: • На нижнем уровне (в самой широкой части воронки) действуют социально-экономические и социокультурные факторы, порождающие социально-экономические противоречия (социальная дифференциация, исторические традиции и т. д.). Они влияют, прежде всего, на структуру партийной системы, которая опосредует влияние на электоральный выбор. • На втором уровне расположены ценностные ориентации и групповая солидарность, формируемые под влиянием противоречий нижнего слоя. • Наконец, в «горлышке» воронки находятся факторы, непосредственно влияющие на электоральный выбор. Это установки избирателя по отношению к кандидатам, политическим курсам и «групповым выгодам». Они складываются под влиянием факторов предыдущего слоя — ценностных ориентаций и групповой солидарности. 98

В «классическом» варианте «воронки причинности» учитывается влияние и других факторов: деятельность СМИ, мнения друзей и знакомых, ход избирательной кампании, экономическая конъюнктура. В то же время их влияние является фоновым по сравнению с влиянием партийной идентификации, возникающей как результат «послойного накопления» факторов воронки. «Партийная идентификация играет роль фильтра, через который пропускается информация, относящаяся к кандидатам, политическим курсам и групповым “выгодам”. Как указывают создатели модели, “отношения между партийной идентификацией и конфигурацией установок приверженцев партии предполагают, что реакция на каждую составляющую национальных политических курсов в значительной степени зависит от длительных партийных предпочтений индивида”» 83. Графически классическая модель «воронки причинности» приведена на рисунке ниже 84.

Модель «воронки причинности» довольно быстро «переросла» рамки партийно-идентификационного (социально-психологического) подхода и стала использоваться исследователями для изучения кумулятивных эффектов самых различных факторов. Например, в 1990-х гг. была разработана модель электорального поведения Э. Оппенхюйса 85. В ней учтены эффекты взаимодействия следующих факторов: • групповая принадлежность (социальная и/или религиозная); • ориентация в лево-правом континууме; 99

• ориентация на оси «материализм — постматериализм»; • отношение к конкретным проблемам политической повестки дня и оценка деятельности правительства. Также в качестве независимой переменной выступает размер партии. Ряд примеров такого рода можно было бы продолжить. Однако все подобные модели выполнены в парадигме формирования электоральных предпочтений избирателей. Фактически отсутствуют комплексные модели формирования пространства электорального выбора как взаимосвязанной совокупности политических альтернатив. Именно этот «пробел» мы постараемся заполнить. Общие контуры модели Прежде всего, обрисуем общие контуры теоретической модели электорального пространства. Электоральное пространство включает в себя элементы — объекты политического выбора (кандидаты и партии/избирательные объединения) и структуру — совокупность устойчивых связей между объектами, которые могут быть представлены как пространственные отношения между точками, «представляющими» объекты. Электоральное пространство обладает определенными качественными (топологическими) свойствами, ключевое значение среди которых имеет размерность и характер структуры связей между элементами. Количественные (метрические) свойства электорального пространства задаются способом расчета расстояния между объектами выбора. Электоральное пространство, очевидно, обладает изменчивым компонентом: «электоральное предложение» может меняться от выборов к выборам. Также могут меняться структурные характеристики, но они, как будет показано ниже, более инертны по сравнению с набором элементов. Степень изменчивости электорального пространства определяется, прежде всего, особенностями политической системы и политического процесса, а именно их стабильным или переходным (транзитным) характером. Так, набор элементов в электоральном пространстве федеральных выборов в парламентские структуры США остается неизменным на протяжении многих десятилетий. В тоже время в России от одних федеральных парламентских выборов к другим «политическое предложение» меняется самым серьезным образом. В то же время, электоральное пространство обладает определенной устойчивостью, — прежде всего, в его структурной составляющей. Мы утверждаем, что наиболее устойчивые компоненты электорального пространства определяются социальными размежеваниями и ценностными расколами в обществе. Данная группа факторов влияет на установление отношений и связей между объектами электорального выбора в массовом сознании избирателей. Социальные размежевания влияют на структуру электорального пространства, характер ключевых электоральных оппозиций. На основании анализа размежеваний мы в состоянии в значительной мере объяснить, по100

чему альтернативы для избирателей организованы именно таким образом, обладают именно такой пространственной конфигурацией. Сравнительно устойчивый компонент связан с институциональной сферой. Самое непосредственное отношение к формированию электорального пространства имеет дизайн избирательной системы, который влияет на: • уровень фрагментации партийных систем, то есть число объектов в электоральном пространстве. Это, в свою очередь, в значительной мере задает его размерность; • принципиальные стратегии политических партий и кандидатов на выборах, их взаимное позиционирование (структурная характеристика). Среди институциональных факторов, помимо формата избирательной системы, следует учитывать комплекс показателей, характеризующих политический режим. Так, на стратегии позиционирования политических партий в электоральном пространстве влияет такая институциональная позиция, как характер разделения властей. Например, в парламентской системе процесс борьбы партий на выборах будет находиться в зависимости от перспектив формирования правительственных коалиций (как в охарактеризованной выше модели Куинна — Мартина). Кроме того, характер разделения властей влияет на политические стратегии элит, борющихся за власть. Сравнительно изменчивый компонент электорального пространства определяется электоральными стратегиями элит. При этом в развитых демократиях властные и невластные элиты считаются практически равнозначными по влиянию на формирование электорального пространства в силу справедливого доступа к ресурсам (финансовым, информационным и т. д.). В странах с переходным типом политической системы, странах т. н. «дефектной» (в терминах В. Меркеля и В. Круассана 86) демократии ключевое значение имеют стратегии властных элит, которые нацелены на такое «форматирование» электорального пространства, которое было бы максимально благоприятно для максимизации голосов близких к власти партий и кандидатов («партии власти»). Элиты действуют как рациональные акторы, нацеленные на получение максимального «выигрыша» и учитывающие институциональный и социокультурный контексты. Как будет показано ниже, в России властные элиты федерального и регионального уровня, как правило, пытаются обеспечить структурное доминирование кандидатов и партий «власти» в электоральном пространстве. Максимально изменчивый компонент задается текущей социальноэкономической и политической конъюнктурой, определяющей позиционирование партий или кандидатов в конкретных проблемных измерениях; объективными переменами в социально-экономическом положении избирателей, а также деятельностью СМИ. В качестве самостоятельного актора формирования электорального пространства СМИ имеет смысл рассматривать только в тех странах, где они обладают реальной независимостью. Например, в современной России деятельность масс-медиа можно в целом считать одним из аспектов реализации стратегий властной элиты. Послед101

нюю группу факторов — именно в силу их изменчивости и «конъюнктурности» — мы не будем рассматривать детально. Важная методологическая установка заключается в рассмотрении социальных расколов, институционального дизайна и стратегий элит комплексно, как взаимозависимых компонентов. Так, на характер партийной системы одновременно влияют все три составляющие. В целом, концептуальная модель формирования электорального пространства оперирует теорией социальных размежеваний, институциональным (неоинституциональным) подходом (влияние системы разделения властей и избирательной системы) и теорией рационального выбора (стратегии элит как рациональных акторов). В современной западной политологии объединение неоинституционального подхода и концептов теории рационального выбора для изучения политического поведения можно рассматривать как единое направление — «рациональный институционализм» (rational choice institutionalism). Рассмотрим отдельные составляющие модели.

Социальные и ценностные размежевания Чтобы объяснить структуры, формирующиеся в электоральном пространстве, необходимо обнаружить соответствующие им структуры в обществе. Любая структура задается различиями; чтобы понять поляризацию партий в электоральном пространстве, требуется теория, оперирующая дифференциацией и поляризацией как ключевыми концептами понимания политики. Таковой, бесспорно, является теория социетальных размежеваний С. Липсета и С. Роккана. В первой главе мы уже предпринимали краткий экскурс в теорию социальных размежеваний. Учитывая важнейшую методологическую роль этой концепции в осмыслении проблем формирования электорального пространства, следует остановиться на ней более подробно. Также нельзя обойти вниманием обширную научную дискуссию, развернувшуюся вокруг этой концепции. Теория Липсета и Роккана в ее классическом варианте (последнее важно, так как многие критики теории забывают, что она претерпела серьезную эволюцию вплоть до наших дней) указывает следующие существенные признаки социального размежевания: • социальное размежевание есть структурный конфликт между социальными группами; при этом один и тот же индивид не «привязан» к какойто одной группе, а существует сразу в нескольких расколах; • ключевые социальные размежевания складывались исторически на протяжении десятков и сотен лет; • социальные размежевания «транслируются» в политическую систему посредством партий, которые позиционируются «на полюсах» таких раз102

межеваний; программы и электоральные стратегии партий в значительной мере заданы их ролью «артикуляторов» социальных расколов; • в Западной Европе структура социальных размежеваний «заморозилась» (frozen) в первой четверти XX века. Соответственно, «заморозились» и партийные системы. Как отмечалось выше, для Западной Европы важнейшими расколами С. Липсет и С. Роккан считали структурные конфликты между центром и периферией, церковью и государством, городом и селом, собственниками и рабочими. Первые два актуализировались благодаря национальным революциям. «В ходе национальных революций возникли две линии размежеваний: конфликт между культурой центра (строительства нации-государства) и усиливающимися культурами провинций и периферий, имеющих свои этнические, лингвистические и религиозные особенности, а также конфликт между централизующим, стандартизующим и мобилизующим государствомнацией и исторически укрепившимися привилегиями церкви» 87. Раскол между городом и селом и собственниками и рабочими возник благодаря индустриальным революциям: «конфликт между интересами земельных собственников и растущего класса промышленных предпринимателей, а также конфликт между собственниками и работодателями, с одной стороны, и рабочими и служащими — с другой» 88. Для США один из исторически важных расколов пролегает по линии «инсайдеры» (белые англо-саксы и протестанты из Северной Европы) — «аутсайдеры» (иммигранты более поздней волны, католики, евреи и афроамериканцы) 89. Важно отметить, что базовые конфликты в понимании С. Липсета и С. Роккана носят социокультурный характер, сопровождаются различиями в групповых ценностях, а не только в групповых интересах. С. Липсет и С. Роккан вводят понятие «критическая точка» («критическое событие) — открытый конфликт, в котором выразилась сущность раскола. Так, для раскола «государство — церковь» таким критическим событием является Реформация и Контрреформация XVI–XVII веков. Для расколов город/село и собственники/рабочие в качестве критических обстоятельств выступили, соответственно, промышленная революция XIX века и революция 1917 года в России. Другое важное понятие — вопросы, выдвинувшиеся на передний план в ходе раскола. Так, для раскола центр/периферия — это вопрос об «официальном» языке религии (латынь или национальный язык), для раскола город/село — тарифы на продукцию сельского хозяйства, для раскола собственники/рабочие — отношение к интернациональному революционному движению. Таким образом, выстраивается схема, описанная А. Анисимовым: «Модель… С. Роккана укладывается в следующий последовательный ряд: критическая точка истории → раскол по какому-либо важному основанию → главные проблемы → политические альтернативы» 90. Также авторы вводят понятие «идеологический раскол», что отражает способность базовых социальных расколов транслироваться в идеологическую 103

сферу. Раскол город/село тесно связан с идеологическим измерением «либерализм/консерватизм». Классовый раскол, в свою очередь, связан с идеологическим расколом «левые/правые» и т. д. Расколам соответствует возникновение следующих видов политических партий: центр/периферия — партии на этнической и языковой основе; государство/церковь — религиозные партии; город/деревня — аграрные партии, консервативные и либеральные; собственники/рабочие — социалистические партии (таблица 27). Таблица 27 Размежевания Центр — периферия

Государство — церковь Деревня — город

Собственники — рабочие

Критические точки Реформация — Контрреформация (XVI–XVII вв.) Национальная революция, 1789 г. и позднее Промышленная революция, XIX в. Русская революция, 1917–1991

Проблемы Национальная vs. наднациональная религия; Национальный язык vs. латынь Светский vs. религиозный контроль над массовым образованием Уровень тарифов для сельскохозяйственной продукции vs. свобода для промышленных предприятий Интеграция в национальную политию vs. вклад в интернациональное революционное движение

Партийные семьи Партии на этнической и языковой основе Религиозные партии Аграрные партии; консервативные и либеральные партии Социалистические и коммунистические партии

Количество партий в партийной системе зависит от 1) количества «возможных партий», то есть от того, какой уровень поляризации; 2) того, какое количество программ способно воспринять общество с устоявшейся системой расколов 91; 3) возможности политической организации преодолеть специфические «пороги» на пути вхождения в партийную систему. Таких «порогов» С. Липсет и С. Роккан обозначили четыре (таблица 28). Таблица 28 Порог легитимации

Порог инкорпорирования Порог репрезентации

Порог власти большинства

Существует ли право подавать петиции, критиковать власть и участвовать в оппозиции? Могут ли различия между социальными группами быть открыто выражены и артикулированы? Все ли члены социальной группы допущены к участию? Должно ли новое движение присоединиться к более крупному или уже существующему, чтобы обеспечить себе доступ к представительным органам, или же оно само может добиться представительства? Существует ли встроенный в систему механизм сдержек и противовесов против численного большинства или же победа на выборах дает партии или альянсу власть внести важные структурные изменения в национальную систему? 104

Дискуссия вокруг теории Липсета и Роккана развивалась по пяти основным направлениям. Первое касается сущности самого понятия «раскол». Для части авторов наиболее значимым признаком раскола является его институционализация, организационное оформление в виде политических партий с полярными позициями по рассматриваемому вопросу (А. Пшеворски и Д. Спраг 92). Для других — конфликтность, понимаемая как осознание дифференциации между социальными группами (Я. Лейн и С. Эрссон 93). Существуют и иные точки зрения. Второе — самое «горячее» направление обсуждений — касается «гипотезы замерзания» и способности теории размежеваний объяснить эволюцию партийных систем последней трети XX — начала XXI века. Многие процессы в партийной жизни как западноевропейских, так и восточноевропейских стран, а также стран «третьего мира» заставили по-новому взглянуть на связь между социальными расколами и структурами партийных систем. Ключевым процессом последней четверти XX века многие исследователи европейских партийных систем считают кризис традиционных массовых партий, господствовавших в Западной Европе с конца XIX века. Такие партии обладали наибольшей «привязкой» к конкретным социальным группам, выступая выразителями их интересов. Р. Кац и П. Мэир таким образом характеризуют традиционную партию: «...В модели массовой партии основными единицами политической жизни являются предопределенные и строго очерченные социальные группы, а частная жизнь их членов ограничена рамками этих групп. Политика — это, главным образом, конкуренция, конфликт и кооперация данных групп, а политические партии — агенты, посредством которых группы и их члены, участвуют в политике, выдвигают требования государству, пытаются установить над ним контроль, стремясь провести своих представителей на ключевые государственные посты. У каждой из этих групп есть собственные интересы, артикулируемые в программе их партий. Программа представляет собой... ясное и логичное целое» 94. В 1960-х — 1970-х гг. традиционные массовые партии оказались в значительной мере потеснены с политической арены партиями «нового типа», среди которых картельные партии, партии «хватай всех» (catch all), движения непосредственного действия (или «движения одной проблемы», single issue movements). Сокращение влияния массовых партий объясняется действием следующей совокупности факторов. Во-первых, произошло значительное размывание традиционных социальных границ, связанное со значительным ростом социальной мобильности. Это привело к ослаблению ярко выраженных коллективных идентичностей и общегрупповых долгосрочных интересов. Как следствие, снижается общий уровень партийной идентификации, «привязанности» больших групп избирателей к «своей» партии. Так, в целом за период с 1975 по 1992–1994-гг. количество идентифицирующих себя с политическими партиями в западноевропейских демократиях снизилось с 29,9 до 23,1 % 95. С 1950-х по 1990-е годы ощутимо сократилась численность членов полити105

ческих партий (с 8,1 % от взрослого населения до 5,7 %), показатель нестабильности партийных предпочтений (net volatility) вырос с 9,4 до 12,5 % 96. Сокращение потребности западноевропейского общества в ярко выраженных социально и политически солидарных группах снизилась также в результате реализации политики создания государств всеобщего благосостояния. Прежде всего, это касается политики социального обеспечения и общедоступного образования, что раннее было ключевым требованием массовых партий. По словам А. Кулика, «массовые партии… возникли с распространением избирательного права на многочисленные малоимущие слои промышленных рабочих для защиты их коллективных интересов. Эти интересы были связаны с первичными потребностями выживания (пища, одежда, кров, минимальные социальные гарантии), ради удовлетворения которых люди были готовы мириться с теми генетическими пороками партий, которые отмечали М. Острогорский и Р. Михельс. Ныне удовлетворение первичных потребностей стало, прежде всего, благодаря деятельности массовых рабочих партий социалистической и социал-демократической ориентации, обязанностью социального государства. То, что раньше сформировалось как требования граждан к государству, за которые надо было бороться, объединяясь в партии, стало частью их неотчуждаемых социально-экономических прав» 97. Еще один значимый фактор — бурное развитие средств массовой информации и коммуникационных технологий в целом. Если ранее партии сами выступали ключевым каналом информирования граждан по политическим проблемам и их электоральной мобилизации (через партийную печать и активистов), то сегодня эту функцию выполняют СМИ. «Масштабные партийные митинги, кампании «от двери к двери» и подобные им трудозатратные электоральные технологии, требующие участия армии партийных активистов, становятся на Западе анахронизмом. Избирательные кампании, как и политическая жизнь в целом, виртуализируются. Они воспринимаются обществом прежде всего через электронные масс-медиа, которые становятся главным агентом социализации и мобилизации 98. Таким образом, становление государств всеобщего благосостояния, рост мобильности и развитие средств массовой информации послужили толчком для сглаживания отличительных черт разных электоральных групп и расширения партийных программ, которые стали адресоваться всему обществу. Как следствие, возникли и начали активно развиваться партии, которые О. Киркхаймер назвал партиями «хватай всех». Их отличает «мягкий» подход к членству в партии, причем рекрутирование в партийные ряды происходит не на основе социально-групповой идентичности, а как следствие политических компромиссов. Произошла переориентация с кропотливой работы внутри отдельных слоев избирателей на широкие аудитории. Немедленный электоральный успех стал более важен по сравнению с долгосрочным укреплением политических позиций внутри «ядерного электората». Основным инструментом достижения электорального успеха стала созда106

ние универсально привлекательного для избирателей образа посредством массовых коммуникаций. К партиям «нового типа» относятся также картельные партии (название предложено Кацом и Мэиром). К их существенным признакам относятся сотрудничество с государством и поиск его поддержки (в том числе финансовой), профессионализация политической деятельности, перевод межпартийной конкуренции из идеологической сферы в русло возможности эффективно и квалифицированно управлять. Характерные черты трех типов партий приведены в таблице 29 99. Таблица 29 Характеристики

Исторический период 1880–1960

Партия «хватай всех» 1945–

Степень вовлечения масс

всеобщее избиратель- всеобщее избирательное право ное право

Уровень распределения политически значимых ресурсов

Массовая партия

расширение избирательных прав и всеобщее избирательное право относительно концентрированное

менее концентрированное

Основные цели поли- социальная реформа- социальное улучшение тики ция (или сопротивление ей) Основа партийной репрезентативная спо- эффективность поликонкуренции собность тики

«Картельная» партия 1970–

относительно рассредоточенное политика как профессия управленческие способности, действенность ограниченная

Структура электораль- мобилизация ной конкуренции

конкурентная

Природа партийной деятельности и партийных кампаний

деятельностноинтенсивная

деятельностно- и капи- капиталоемкая тал-интенсивная (капиталоемкая)

Основной источник партийных ресурсов

членские взносы и по- пожертвования из жертвования большого числа источников «снизу вверх» (Ми«сверху вниз»; члены хельс); элита ответст- организованы для венна перед членами одобрения элит

Отношения между обычными членами и партийной элитой Характер членства

государственные субсидии стратархия; взаимная автономия

большое и однородное; членство, открытое для ни права, ни обязанноактивно вовлекаемое; всех (гетерогенное и сти не являются важчленство на основе поощряемое); акцент ными (различия между идентичности; акцент на правах, а не обязан- членами и не членами на правах и обязанно- ностях; членство мар- неясные); акцент на стях гинальное по отноше- членах как личностях, нию к индивидуальной а не как единицах оридентичности ганизации; члены оцениваются по вкладу в легитимационный миф 107

Характеристики

Массовая партия

Партия «хватай всех» партия соревнуется за доступ к непартийным каналам коммуникации

Партийные каналы коммуникации

партия находит свои собственные каналы коммуникации

Положение партии между гражданским обществом и государством

партия принадлежит гражданскому обществу, первоначально как представители релевантных сегментов гражданского общества делегат

Репрезентативный стиль

партии как конкурирующие брокеры между гражданским обществом и государством

«Картельная» партия партия получает привилегированный доступ к государственнорегулируемым каналам коммуникации партия становится частью государства

Таким образом, процессы партийного строительства претерпели весьма существенные трансформации, что никак не подтверждало «гипотезу замораживания». Напротив, факты говорят о том, что партийные системы Западной Европы основательно «оттаяли». В то же время, многие исследователи склонны сильно преувеличивать роль «гипотезы замораживания» в теории размежеваний. Мнение, что «теория размежеваний может описать трансформации партийных систем только как отражение «замороженных» структур размежевания» 100, представляется совершенно необоснованным. Более того, сам С. Липсет в своих более поздних работах совершенно недвусмысленно указывал на подвижность социальных расколов 101. Также многие исследователи порой забывают, что традиционные партии, хоть и утратили монополию на политической арене, но отнюдь не исчезли даже в Западной Европе (не говоря уже о тех регионах мира, где еще очень далеко до построения государств всеобщего благосостояния). Универсальные выводы об эвристической слабости теории расколов делаются на основе весьма специфичного и ограниченного материала. Кроме того, критиками теории размежеваний явно преувеличивается «привязка» избирателей к определенным — объективистски понимаемым — социальным группам и, соответственно, определенным партиям как выразителем их интересов. На самом деле специфика теории размежеваний и социологического подхода в целом во многом определяется отсутствием отождествления индивида с какой-то одной социальной группой (как это делалось, к примеру, в классовом подходе К. Маркса 102). Утверждается не «статичность» выбора, а способность электоральных предпочтений воспроизводиться при воспроизводстве условий. Избиратель всю свою жизнь находится под «перекрестным влиянием» различных социальных структур, и это исключает его «обреченность» голосовать все время за одну и ту же партию. Еще П. Лазарсфельд и его коллеги обозначили этот момент пре108

дельно ясно. «В нашем сложном обществе индивиды не принадлежат лишь к одной группе. У них есть разнообразные общественные привязанности: социальный класс, этническая группа, религиозная группа, неформальная ассоциация, в которой они участвуют. Различные привязанности будут создавать конфликтные ситуации для индивидов: католик, принадлежащий к верхнему классу, например, может обнаружить, что его религия «тянет» его в одну сторону, а классовая принадлежность — в другую. И когда определенная ситуация, например выборы, заставляют его принять решение, ему самому предстоит решить, какая из его групповых принадлежностей должна получить приоритет» 103. Другое, также очень важное направление дискуссий, связано с вопросом о том, что является основой политического раскола (то есть раскола, перенесенного в плоскость политической борьбы): классовые различия, идеологии или ценности? Данная проблема тесно связана с описанным выше процессом трансформации политических партий, который сопровождался процессом становления новых ценностей. Речь идет о возникновении постматериалистических ценностей и возникновении ценностного раскола «материалисты — постматериалисты», который ряд исследователей считает не менее значимым, чем социальные и идеологические расколы (наиболее глубоко проблема разработана Д. Беллом в ее социоэкономическом аспекте 104, Р. Инглехартом в ее социокультурном аспекте 105 и Р. Далтоном в ее политическом аспекте 106). Возникновение постматериалистических ценностей в Европе и США связано с уже отмеченным нами становлением государства всеобщего благосостояния. «Выросли поколения людей, которые воспринимают заботу государства о них “от колыбели до могилы” как нечто естественное, на что они имеют право уже по факту гражданства. И на смену удовлетворенным первичным, коллективным, материальным потребностям выживания пришли вторичные, индивидуальные, постматериальные потребности самоидентификации и самовыражения (self-expression). Соответственно, отпала основная причина, по которой люди были готовы мириться с ролью пешек в партийных играх, ослабли притягательность партий и их авторитет…» 107. Проблемы эволюции ценностей рассматриваются в рамках теорий модернизации, которая выделяет три ключевых цивилизационных стадии: аграрную (традиционную), индустриальную и постиндустриальную. Экономический базис традиционных обществ составляет сельское хозяйство, охота и рыболовство, неквалифицированный труд. Для них характерен низкий уровень образования и грамотности, слабая урбанизация, ограниченная социальная и географическая мобильность, минимальные стандарты жизни. Горожане в аграрных обществах тесно привязаны к локальным сообществам, основанным на родстве, этнической и религиозной принадлежности. Движение от аграрного общества к индустриальному сопровождается переходом от аграрного производства к промышленному, миграционными притоками в крупные города, рост стандартов жизни, разделение государ109

ства и церкви, рост бюрократии (в веберовском смысле этого слова), широкое распространение начального образования. В свою очередь, переход от индустриального общества к постиндустриальному характеризуется перемещением основной части рабочей силы из промышленного сектора в сферу услуг, развитием высшего образования, распространением квалифицированного труда, перетоком значительной части населения из городов в пригороды, резким увеличением географической (преградой для нее перестают быть границы национальных государств) и социальной мобильности, быстрым научным и технологическим развитием, экспансией масс-медиа, переносом акцентов в политической сфере с государственного уровня на локальный и глобальный, выравниванием ролей мужчин и женщин в семье и на рынке труда. Как следствие, усложняется и индивидуализируется восприятие политической сферы. Кроме ослабления традиционных партийных идентификаций, появление постиндустриального ценностного измерения породило также и иные политические последствия. Так, появились новые политические акторы, прежде всего женские и экологические движения. «Зеленые» партии набирают политический вес и полноправно участвуют в работе парламентов, сталкиваясь и конфликтуя с существующими экономическими группами интересов — промышленными лобби и профсоюзами. «“Зеленые” воспринимают людей как неотъемлемую часть природы, подчеркивают право самореализации, свободного развития личности и выступают за экономическую и социальную перестройку традиционного индустриального общества при установлении децентрализованной прямой демократии — демократии участия с главным принципом — принципом ненасилия» 108. Наряду с зелеными появляются праворадикальные популистские партии («неопопулисты» — «Национальный Фронт» Ж.М. Лепена, «Партия свободы» Й. Хайдера и др.). Общее число парламентских партий существенно увеличилось (например, на выборах 1973 г. в Дании оно удвоилось 109). Также в качестве одного из «эффектов постматериализма» исследователи отмечают изменение «политического стиля». С голосования акцент смещается на более активные и проблемно-специфицированные формы участия, происходит бурный рост «движений одной проблемы». В этом контексте следует отметить три момента. Во-первых, нет оснований считать, что разделение на «материалистов» и «постматериалистов» не вписывается в базовые предпосылки теории расколов (кроме уже отвергнутой нами «гипотезы замораживания»). Более того, вполне явно просматривается критическое событие, сформировавшее ценностный раскол «материализм — постматериализм», а именно «тихая» (Инглехарт) постиндустриальная революция. А.В. Данилов даже предлагает более конкретные «исторические координаты»: «Что касается корней Новой Политики (политики постматериалистической), то ее корни мы также обнаруживаем в различных протестных движениях 60-х годов XX века. В качестве критического события для раскола материализм/постматериализм можно рассматривать студенческие волнения 110

1968 года, первую постмодернистскую революцию (Ж. Липовецки). Это был приход в сферу политического протеста молодых, образованных людей с абсолютно новой системой ценностей» 110. Во-вторых, существует очевидная взаимосвязь «классических» и «новых» расколов, во всяком случае, в переходных обществах. Так, в России очаги постматериалистических ценностей существуют в инновационных центрах — крупнейших мегаполисах. Другими словами, ось «материализм — постматериализм» накладывается на классическое размежевание «город — село». И, наконец, как и в случае с традиционными политическими партиями, традиционные расколы были «потеснены» новыми ценностными размежеваниями, но отнюдь не исчезли. Как пишет С. Липсет, «… старые проблемы и размежевания “индустриального общества” все еще остаются более важным источником политического деления и электорального выбора, поскольку “материалистически ориентированные” наемные рабочие и самозанятое население (включая крестьян) составляют гораздо бóльшую группу, чем интеллигенция. Самые крупные изменения в распределении партийных предпочтений произошли в результате провала попытки социал-демократического государства всеобщего благоденствия решить ключевые экономические проблемы. Этот провал привел к обновлению классических либеральных (на основе свободного рынка) подходов, их сторонники иногда высказывают убеждение в том, что с их помощью возможно решить также проблемы качества жизни»111. Эти слова подтверждаются данными эмпирических исследований. В таблице 30 приведены результаты регрессионного анализа, проведенного П. Норрис на материалах 34 стран по всему миру 112. В качестве зависимой переменной выступало политическое позиционирование граждан в левоправом континууме, в качестве независимых — показатели их групповой принадлежности: возраст, пол, уровень образования, доход, социальный статус, членство в профсоюзах, религиозная и этнолингвистическая принадлежность. Бета-коэффициенты для соответствующих независимых переменных показывают их «вклад» в объяснение вариации зависимой переменной. Как видно из приведенных ниже данных, «классические» расколы в ряде стран по-прежнему оказывают серьезное влияние на политические предпочтения. Так, этнолингвистические размежевания играют очень серьезную политическую роль во фрагментированных по языковому принципу странах: Израиле, Тайване, Бельгии, Канаде, Румынии, Швейцарии. Существенный эффект оказывает на электоральное поведение религиозная принадлежность граждан на Украине, в Испании, Нидерландах и том же Израиле. В Британии и Канаде оказывается важной принадлежность к социальному классу. Добавим также, что в России очень существенную роль играет раскол «город — село» и этнический фактор; механизм их действия будет ясен из нашего последующего изложения. Также интересно, что эмпирический анализ не подтверждает гипотезы о снижении значения социетальных расколов в постиндустриальных странах по сравнению с индустриальными. П. Норрис вводит понятие «сила поли111

тики расколов» (strength of cleavage politics), в качестве меры которой выступает совокупная объяснительная сила всех независимых переменных в регрессионной модели. В статистике регрессионного анализа, как было отмечено выше, таким показателем является R². На диаграммах (рис. 47) видно, что влияние расколов на политическое поведение в постиндустриальных странах даже выше, чем в индустриальных (см. таблицу 30). Четвертое направление дискуссий относительно теории размежеваний касается вопроса, в какой мере политические партии «отражают» существующие расколы, и в какой мере они могут их преодолевать и создавать? 113 Еще Дж. Сартори задал один «простой» вопрос — почему некоторые объективно существующие расколы переводятся в поле политической конкуренции, а некоторые нет? 114 В настоящее время многие исследователи сходятся во мнении, что между социетальными размежеваниями, политико-идеологическими расколами и партиями существуют более сложные отношения, нежели это представляется в классической теории расколов. Так, партии оказываются способными если не «создать» социальный раскол в прямом смысле слова, то, во всяком случае, артикулировать из всей совокупности имеющихся расколов какие-то определенные, которые и получат «политическое представительство». При этом выбор артикулируемого раскола не является социально-детерминированным, а становится актом рационального выбора партии в рамках ее стратегии политической борьбы. О стратегиях политических партий по отношению к социальным расколам мы поговорим в разделе, посвященном влиянию институциональных факторов на электоральное пространство. Наконец, отдельную проблему представляет собой применимость подхода С. Липсета и С. Роккана к реалиям посткоммунистических стран. Исследователями отмечаются специфические черты, отсутствовавшие в Европе и актуальные для «новых демократий», как одновременный переход к демократии, рыночной экономике и новому государственному строительству в максимально сжатые сроки; восприимчивость и нестабильность посткоммунистического электората; харизматический и клиентельный характер политических партий, отсутствие эффективных организационных сетей; манипулятивный характер СМИ115. Существенная новация в теории размежеваний, возникшая в процессе изучения транзитных обществ, связана с пересмотром роли политических элит в сторону ее значительного повышения. Дж. Сартори первым предположил, что политические элиты также формируют структуру расколов, они могут замалчивать или, напротив, актуализировать те или иные общественные противоречия в зависимости от получаемой от этого выгоды, формируя таким образом повестку дня 116. Позднее сам С. Роккан показал, что на стадии формирования конкурентных партийных систем ключевая роль принадлежит политическим элитам — «альянсам политических предпринимателей» и избираемым ими стратегиям мобилизации масс» 117. Таким образом, по славам Е. Мелешкиной, элиты «способствуют или препятствуют институционализации размежеваний на уровне партийной системы» 118. 112

Таблица 30 Государство

Тип выборов Парл. През.

Избир. система Проп. Маж.

1998 1999

0,0 0,001

0,005 –0,153

0,008 0,113

0,063 0,058

0,017

Израиль Исландия Украина Швейцария Чехия Израиль Норвегия Нидерланды Польша Литва Великобритания Испания Россия Белоруссия

Парл. Парл. Парл. Парл. Парл. Парл. Парл. Парл. Парл. През. Парл.

Маж. Проп. Смеш. Проп. Проп. Проп. Проп. Проп. Проп. Маж. Маж.

1996 1999 1998 1999 1996 1996 1997 1998 1997 1997 1997

–0,09 –0,07 0,025 –0,04 –0,07 –0,011 0,07 0,03 –0,006 0,01 0,1

–0,179 0,099 0,389 0,262 0,143 –0,418 0,074 0,067 0,069 0,127 –0,088

–0,173 –0,175 0,551 –0,184 –0,019 –0,181 0,118 0,118 0,071 0,069 –0,092

–0,086 0,085 –0,05 –0,133 0,065 0,007 0,09 0,145 –0,082 –0,12 0,2

–0,034

Парл. През. През.

Проп. Маж. Маж.

2000 2000 2001

0,09 –0,017 –0,014

0,021 –0,281 0,556

0,178 0,093 0,295

0,096 0,417 0,266

Венгрия Новая Зеландия Бельгия Германия США Россия США Австралия Дания Румыния Канада Румыния Тайвань

Парл. Парл. Парл. Парл. През. Парл. Парл. Парл. Парл. През. Парл. Парл. Парл.

Смеш. Смеш. Проп. Смеш. Маж. Смеш. Маж. Маж. Проп. Смеш. Смеш. Проп. Смеш.

1998 1996 1999 1998 1996 1999 1996 1996 1998 1996 1997 1996 1996

–0,016 –0,01 0,04 0,06 –0,001 0,003 –0,01 –0,023 –0,001 –0,023 0,004 –0,012 0,09

0,051 0,023 0,374 0,112 0,409 –0,628 0,192 –0,0,42 0,0,24 0,186 0,301 0,204 –0,203

0,056 –0,099 –0,089 –0,151 0,027 0,297 0,092 –0,42 –0,03 0,077 0,064 0,169 0,051

Португалия

Парл.

Проп.

1992

0,016

–0,233

Мексика Мексика Словения Тайвань Перу Корея Перу

Парл. През. Парл. През. През. Парл. Парл.

Смеш. Маж. Проп. Маж. Маж. Смеш. Проп.

1997 2000 1996 1996 2001 2000 2001

0,004 –0,004 0,005 0,009 –0,082 0,05 0.04

–0,06 –0,139 –0,212 0,249 –0,111 –0,072 0.000

Швеция Чили

Год

Возраст

Пол (м)

Образование

Доход

Класс

Членство в профсоюзе –0,267

Язык 0,243

Религия 0,104 – 0,124 0,172

–0,087

0,097 –0,033 –0,099 –0,076 0,015 –0,099 0,017

–0,206 –0,039 –0,11 –0,284 –0,140 –0,055 –0,205 –0,012 –0,227

0,1 0,873 0,001 –0,55

0,44 0,204 0,127 0,383 0,084 0,326 0,159

–0,201

–0,335

0,22

0,024

–0,071 –0,060 –0,118

–0,713 0,062 –0,172

–0,233 0,1

–0,046 0,026 0,019 0,109 0,338 0,659 0,360 0,0,5 –0,024 –0,026 –0,06 0,84 0,02

–0,106 0,016 0,032 –0,023 –0,083 0,157 –0,058 –0,051 –0,196 0,216 –0,132 0,071

–0,179 –0,463 –0,009 –0,465 –0,604 –0,752 –0,808 –0,396 –0,312 0,225 –0,127 0,143 –0,281

0,236 0,063 – 0,132 0,142 0,145 0,163 0,139 0,154 0,126 0,128 0,071

–0,003

0,149

–0,057

0,163

0,022 0,079 0,000 0, 04 0,193 –0,108 0.068

0,166 0,071 0,017 –0,087 –0,74 0,026 –0.106

0,127

–0,313 –0,303 –0,023 –0,104

0,415 –0.19

0,04 0.334

–0,241 0,799

–0,01

–0,522 0,484 –0,611 0,01 0,001

0,087 0,029 0,096 – 0,161 – 0,153 0,028

–0,642

0,038

0,013 0.009

Источник: Norris P. 2004. Electoral Engineering. Voting Rules and Political Behavior. Cambridge University Press. P.110.

Лево-правое 119позиционирование 0,461 0,608

0,563 0,557

0,409 0,635 0,412 0,539 0,666 0,39 0,591 0,448 0,311 0,379 0,380

0,551 0,512 0,478 0,452 0,431 0,416 0,409 0,372 0,363 0,346 0,304

0,563 0,360 –0,028

0,279 0,272 0,26

0,433 0,462 0,451 0,334 0,351 0,611 0,271 0,247 0,324 0,088 0,238 0,053 0,113

0,255 0,254 0,243 0,236 0,224 0,207 0,184 0,164 0,141 0,121 0,085 0,073 0,044

0,172

0,0,34

0,128 0,106 0,079 0,044 0,086

0,033 0,03 0,23 0,017 0,016

R²

Рис. 47 Чили Украина Чехия Польша Литва Россия Беларусь Венгрия Россия Румыния Румыния Тайвань Мексика Мексика Словения Тайвань Перу Корея Перу Швеция Израиль Исландия Швейцария Израиль Норвегия Нидерланды Британия Испания Н.Зеландия Бельгия Германия США США Австралия Дания Канада Португалия

0

0.1

0.2

0.3

0.4

0.5

0.6

Источник: Norris P. 2004. Electoral Engineering. Voting Rules and Political Behavior. Cambridge University Press. P.122. 114

Еще более определенно по этому поводу высказался В. Гельман: «…На ранних этапах становления партий не “спрос” структурирует “предложение” на политическом рынке, а наоборот. Другими словами, именно действия политических акторов и формируемые ими правила игры (институты) задают вектор массовых предпочтений и обуславливают динамику развития как политического режима, так и присущих ему оппозиций. Конечно, отсюда не следует, что массовые предпочтения не играют никакой роли, но нужно отдавать себе отчет, что массы в политике значат ровно столько, сколько им позволяют элиты 120. Для повышения эвристичности концепции размежеваний по отношению к странам с переходными политическими системами и, в целом, по отношению к странам «неклассической» (в западном смысле) демократии Е. Мелешкина 121 предложила ввести новую критическую точку — «демократическую революцию». В тех странах, где существует опыт модернизации посредством недемократических методов и где пласты традиционных отношений в обществе значительны, возникает противоречие между теми, кто оказывается приближенным к локусам власти, и теми, кто от них удален. В процессе партийного строительства на основе конфликта между «приближенными» и «удаленными» может сформироваться размежевание, получающее выражение в партийной структуре. Для некоторых стран такое размежевание является господствующим (автор указывает на Индию и Японию). В результате матрица размежеваний приобретает вид (таблица 30.1). Таблица 30.1 Синтагматические оси Территориальная

Функциональная

Парадигматические оси экономическая демократическая революция революция Город против се- Традиционные ла авторитаристы против современных либертарианцев (посткоммунисты против демократов в посткоммунистических странах) Государство Собственники Власть — не против церкви против рабочих власть в по(или максималисткоммунистисты против мических странах и нималистов в по- ряде стран сткоммунистичес Третьего мира ких странах) национальная революция Центр против периферии

115

Характеристику полезных новаций в теории социальных размежеваний можно было бы продолжить. Однако представляется, что «жизнеспособность» теории расколов в современных условиях вполне просматривается. Вернемся к перечню ключевых положений данной концепции, изложенных в начале данного раздела, и произведем некоторые «усовершенствования». Они будут не столь значительными, как это могло бы показаться. Полностью отбросить придется лишь «гипотезу замерзания»: • Социальное размежевание есть структурный конфликт между социальными группами; при этом один и тот же индивид не «привязан» к какойто одной группе, а существует сразу в нескольких расколах. Основой социального размежевания может выступать как объективная социальная характеристика, так и ценностные ориентации; • Ключевые социальные размежевания складывались исторически на протяжении десятков и сотен лет. В современных, особенно переходных обществах появляются новые размежевания, обладающие значительно большим динамизмом. При этом «классические» расколы в большинстве случаев не утрачивают своего значения; • Социальные размежевания «транслируются» в политическую систему посредством партий, которые позиционируются «на полюсах» таких размежеваний; программы и электоральные стратегии партий в значительной мере заданы их ролью «артикуляторов» социальных размежеваний. В то же время сами партии способны влиять на структуру расколов, артикулируя те или иные позиции в рамках своих стратегий как рациональных акторов. Также на размежевания влияют элиты —с помощью как подконтрольных партий, так и иных инструментов (СМИ и др.) С учетом данных оговорок, теория социальных размежеваний видится одним из оптимальных инструментов для объяснения структур электорального пространства. Устойчивые различия между социальными группами выступают базовым фактором, влияющим на связи между объектами электорального выбора. Эмпирическим инструментом проверки данного тезиса станет регрессионный анализ факторных переменных. Если гипотеза соответствует действительности, мы сумеем обнаружить значительное влияние социально-экономических и демографических характеристик социума на зависимые переменные — наиболее значимые по объяснительной силе (собственному значению) факторные переменные. Результаты такого тестирования изложены в следующей главе этой книги.

116

Влияние институциональных факторов на формирование электорального пространства Под политическим институтом мы, вслед за С.В. Патрушевым, будем понимать «1) политическое установление — комплекс принципов, норм, правил, обусловливающих и регулирующих деятельность человека в политической области; Эти установления подразделяются на неформальные нормы (обычаи, традиции) и формальные правила (конкретные законы, нормативные акты) или на явные и неявные установления; 2) политическое образование, или учреждение, организация — определенным образом организованное объединение людей, та или иная политическая структура; 3) устойчивый тип политического поведения, выражающийся в определенной системе коллективных действий, процедуре, механизме» 122. В фокусе нашего внимания окажется первая трактовка — понимание институтов как установлений, «правил игры», — прежде всего формальных, но также и неформальных. Электоральные институты относятся к числу наиболее важных «правил игры», структурирующих политические взаимодействия 123. Согласно концепции неоинституционального рационализма, участники выборов действуют рационально, принимая во внимания свои выгоды и затраты ресурсов. Акторы создают институты, чтобы уменьшить неопределенность и снизить трансакционные издержки. Институты в этом свете предстают как своеобразный «эквилибриум стратегий акторов, принимающих участие в том или ином политическом взаимодействии» 124. Иначе говоря, институциональное равновесие отражает сложившуюся расстановку сил. При ее изменении может возникнуть ситуация, когда для усилившегося актора издержки трансформации институтов окажутся меньше ожидаемых выгод, и он попытается поменять существующие «правила игры» 125. Влияние институционального контекста на формирование электорального пространства мы отнесли к устойчивой группе факторов: институты могут меняться, но происходит это довольно медленно, особенно в обществах со стабильной политической системой. Ключевое значение для формирования электорального пространства среди институциональных факторов имеет дизайн избирательной системы, под которой понимается способ определения результатов выборов и порядок распределения депутатских мандатов между кандидатами. (В более широкой трактовке — «совокупность правил и приемов, определяющих основания и процедуру передачи государственной власти в обществе, формы участия граждан в наделении полномочиями выборных должностных лиц, формировании органов государственной власти и местного самоуправления» 126). Характер избирательной системы влияет, прежде всего, на фрагментацию партийной системы, на число партий: в рамках нашего рассмотрения это имеет прямое отношение к размерности электорального пространства. Также избирательная система влияет — несколько более косвенным обра117

зом — на стратегии партий и кандидатов во время избирательных кампаний. Другими словами, избирательная система косвенно влияет на структурирование электорального пространства. Важнейшими характеристиками избирательных систем являются электоральная формула, величина заградительного барьера и размер округа. Под электоральной формулой понимается способ распределения мандатов, различающийся в зависимости от формы выражения воли избирателей. Основными типами электоральных формул являются мажоритарная и пропорциональная. Первая предполагает голосование избирателя непосредственно за кандидата (который может быть выдвинут определенной партией, а может выступать как независимый); победителем становится кандидат, получивший большинство голосов. Мажоритарная формула принята в таких странах, как Австралия, Великобритания, США, Канада (выборы в парламент), Беларусь, Чили, Россия, Мексика, Перу, США, Румыния (выборы президента). Различается два основных вида мажоритарных формул: система относительного большинства (FPTP — First Past the Post), когда кандидату для победы достаточно набрать больше голосов, чем у его оппонентов, и система абсолютного большинства (second ballot), когда требуется получить 50 % + 1 голос. Если ни один кандидат не набирает нужного числа голосов, двое из них с наиболее высокими результатами выходят во второй тур (отсюда английское название этой формулы). Существуют и другие, более экзотические разновидности мажоритарной формулы: система единственного непередаваемого голоса (the single non-transferable vote), блокирующего голоса (the block vote), кумулятивного голоса (cumulative vote), ограниченного голоса (the limited vote), альтернативного голоса (the alternative vote). В последнем случае, например, избиратель при голосовании ранжирует кандидатов; побеждает набравший абсолютное большинство голосов. Если никто не получает 50 %+1 голос, кандидат с наименьшим числом голосов исключается из списка, а его голоса распределяются между оставшимися. Так происходит, пока не будет сформировано абсолютное большинство (эта система принята в Австралии и Ирландии). Однако мы сосредоточимся на системах абсолютного и относительного большинства, так как они распространены значительно шире, чем все названные системы вместе взятые (так, формула FPTP принята в 54 странах, second ballot — примерно в 24 странах). При пропорциональной формуле избиратель голосует за списки кандидатов, представленных на выборы избирательными объединениями — политическими партиями и избирательными блоками. Общее число депутатских мандатов распределяется между ними пропорционально числу голосов избирателей, поданных за партию 127. Такая система существует, в частности, в Бельгии, Чехии, Польше, Португалии, Словении, Швеции, Швейцарии. Ключевые различия внутри пропорциональной формулы связаны с открытостью / закрытостью партийных списков (в последнем случае избиратель 118

может выбрать только партию, но не конкретного кандидата от нее), величиной заградительного барьера и размером округа. Влияние двух последних параметров мы обсудим отдельно. Наконец, смешанная электоральная формула предполагает избрание части состава легислатур по пропорциональной системе, а другой ее части — по мажоритарной. Подобная система принята в таких странах, как Германия, Венгрия, Корея, Новая Зеландия, Россия (до 2005 г.), Таиланд, Украина. Выделяют смешанную несвязанную формулу (когда места в парламенте по мажоритарной и пропорциональной системе распределяются совершенно независимо друг от друга, как на выборах в Государственную Думу 1993–2003 гг.), и смешанную связанную формулу. В первом случае две части избирательной системы по-разному влияют на партийное строительство: фактически, в рамках одних и тех же выборах возникают две альтернативные логики политических стратегий. Ключевую закономерность влияния электоральной формулы на партийные системы сформулировал еще в 1954 Морис Дюверже в своей хрестоматийной работе «Политические партии»: «Мажоритарная система в один тур ведет к двухпартийности…, мажоритарное голосование в два тура и система пропорционального представительства приводят к многопартийности» 128. В мажоритарной системе относительного большинства действует правило «игры с нулевой суммой», или «победитель получает все (и сразу, то есть по итогам одного тура»). Такая система приводит к укрупнению партий и формированию двухпартийной (или 2,5-партийной) системы; мелкие партии не имеют шансов попасть в парламент и исчезают либо вливаются в более успешный политический проект. При мажоритарной системе абсолютного большинства дело обстоит несколько иначе. Небольшие партии получают шанс обеспечить себе политическое представительство во власти за счет «передачи» своего электората одному из соревнующихся во втором туре кандидатов. Нередко именно поддержка «третьих» партий во втором туре склоняет чашу весов на сторону одного из двоих конкурентов, что обусловливает их высокую заинтересованность в коалиционных взаимодействиях. «Каждая партия, — пишет Р. Мозер, — теряет мало, но приобретает все, выставляя своего кандидата в первом туре. Добившись успеха, кандидат может либо стать одним из финалистов, либо создать коалицию для участия во втором туре. Если же кандидат терпит неудачу, он может присоединиться к коалиции более успешного участника» 129. В пропорциональной системе партии, чтобы обеспечить себе представительство в парламенте, требуется лишь преодолеть заградительный барьер (к распределению депутатских мандатов не допускаются политические партии, получившие на выборах меньше установленного процента голосов). Например, в Дании требуется получить всего лишь 2% голосов избирателей. Такая система в наибольшей степени благоприятствует многопартийности 130. 119

Эти рассуждения — хотя и не в качестве универсального закона, но в качестве статистической закономерности — нашли эмпирическое подтверждение в результатах многочисленных сравнительных исследований. Так, А. Лейпхарт сравнил результаты выборов в 27 развитых индустриальных странах за период с 1945 по 1990 гг. 131 Для оценки уровня партийной фрагментации он использовал один из наиболее известных и простых индексов — «эффективное число партий» М. Лааксо и Р. Таагеперы 132, который используется для подсчета количества значимых партий в системе и рассчитывается по формуле:

N=

1 ∑ vi2

где v — доля голосов, полученных каждой i-той партией на выборах. N отражает гипотетическое число партий равного размера, при котором воздействие на фрагментацию системы было бы таким же, что и при реально существующих разнокалиберных партиях. N составляет единицу, если присутствует только одна значимая партия, и стремится к бесконечности, когда их бесконечно много 133. А. Лейпхарт получил значения N=2,0; 2,8 и 3,6 для формул относительного, абсолютного большинства и пропорциональных систем соответственно. Сходное исследование на большем эмпирическом материале (результаты более 800 выборов) провел Ричард Кац 134, также подтвердивший выводы Дюверже как вероятностные закономерности (но при этом именно Кац доказал, что они отнюдь не являются универсальными законами; так, мажоритарная система относительного большинства далеко не всегда ведет к двухпартийной системе). Одно из наиболее полных исследований влияния избирательных систем на партийную фрагментацию было проведено П. Норрис 135. На большом эмпирическом материале (170 выборов с 1995 по 2000 г. по всему миру) ей были рассмотрены данные трех типов: • Среднее число всех парламентских партий (понимаемых как партии, получившие хотя бы одно место); • Среднее число релевантных парламентских партий (получивших три или более процентов голосов) • Среднее число эффективных парламентских партий (вычислено на основе индекса Лааксо и Таагеперы); Полученные результаты приведены в таблице ниже (по всем и релевантным парламентским партиям) и на рис. 48 (по эффективным парламентским партиям). Как видно, средние значения существенно варьируются по классам избирательных систем. Особенно это заметно на примере всех и эффективных парламентских партий: средние для мажоритарных систем почти вдвое ниже средних для пропорциональных систем (таблица 31). 120

Таблица 31 Избирательная система Мажоритарная альтернативный голос блокирующий голос абсолютное большинство относительное большинство Смешанная несвязная связная Пропорциональная

Среднее число всех парламентских партий 5,22 9 5,6 6 4,78 8,85 8,89 8,71 9,52

Среднее число релевантных парламентских партий 3,33 3 4,75 3,2 3,09 4,52 3,94 6,17 4,74

Число стран 83 1 10 23 49 26 19 7 61

Источник: Norris P. Electoral Engineering. Voting Rules and Political Behavior. Cambridge University Press, 2004, p. 85.

Кроме собственно электоральной формулы, существенное влияние на партийную фрагментацию оказывает величина округа, то есть количество распределяемых в нем мандатов. Как специально подчеркивает А. Лейпхарт, это понятие нельзя смешивать с географическими размерами округа, или количеством избирателей, зарегистрированных в этом округе. «Количество мандатов от округа оказывает очень сильное влияние на степень пропорциональности, которой можно добиться в рамках системы пропорционального представительства. Например, партия, представляющая 10-процентное меньшинство жителей округа едва ли получит мандат в ситуации с их количеством в пять, однако, будет иметь успех в округе с количеством мандатов, равным десяти» 136. Также большое значение величине округа придают Р. Таагепера и М. Шугарт: «Величина округа, то есть количество мест, разыгрываемых во время выборов в округе, является наиболее важной характеристикой избирательных систем. С увеличением количества мандатов от округа, доля мест, полученных каждой партией, постепенно приближается к доле голосов, поданных за ту или иную партию» 137. Еще одна важная характеристика пропорциональных систем — размер заградительного барьера. Этот показатель существенным образом варьирует в разных странах с пропорциональной избирательной системой. Так, в Турции он составляет 10 %, в Германии — 5 %, в Дании — 2 %, в Болгарии и Венгрии — 4 %, в Израиле — 1 %. Механизм действия заградительного барьера довольно прост: его повышение снижает шансы небольших партий на попадание в парламент и, соответственно, уменьшает фрагментацию партийных систем. Неслучайно в современной России политический курс государства на укрупнение политических партий и сокращение их числа реализуется, в частности, с помощью повышения заградительного барьера с 5 % (средняя по мировым меркам величина) до 7% (выше среднего). 121

Рис. 48 0

20

40

60

80

100

МАЖОРИТАРНЫЕ Великобритания Канада Австралия США СМЕШАННЫЕ Корея Япония Украина Венгрия Тайланд Россия Мексика Германия Тайвань Новая Зеландия ПРОПОРЦИОНАЛЬНЫЕ Польша Румыния Словения Чехия Испания Швейцария Португалия Нидерланлы Норвегия Бельгия Израиль Швеция Исландия Дания Перу

Источник: Norris P. Electoral Engineering. Voting Rules and Political Behavior. Cambridge University Press, 2004, p. 87.

Интересно в этой связи наблюдение А. Лейпхарта: не все системы имеют законодательно установленный барьер, но даже отсутствие такового не означает, что он отсутствует в действительности. Этот барьер «подразумевается наличием двух других измерений избирательной системы, в особенности, величины округа. Малая величина округа оказывает точно такое же воздействие, как и высокий электоральный порог: оба ограничивают пропорциональность и возможности для малых партий занять места; с ростом величины округа и понижением электорального порога улучшается пропорциональность и шансы малых партий. Другими словами, законодательно установленные электоральные пороги и величина округа могут рассматриваться как две стороны одной медали» 138. Сходным образом мыслят Р. Таагепера и М. Шугарт: «…Чем она (величина округа — А.А.) больше, тем значительнее степень пропорциональности при распределении мест между партиями или кандидатами. Введение заградительного барьера ослабляет влияние данной закономерности, оказывая действие, сходное с уменьшением величины округа, и чем барьер выше, тем его воздействие сильнее» 139. Формат избирательной системы, и, прежде всего, электоральная формула, влияют не только на партийную фрагментацию и, следовательно, размерность электорального пространства, но и на партийные стратегии (то есть структуру пространства). 122

В современной западной политологии выделяется две «базовых» стратегии политической партии на выборах 140. Первая получила название «bridging» (от bridge — мост), мы будем далее называть ее «консолидирующей». Партии, придерживающиеся данной стратегии, подчас называют «catch-all» («хватай всех). Как следует из названия, данная стратегия предполагает ориентацию на создание максимально широкой базы поддержки, включающей представителей самых различных социальных групп: этнических, региональных, религиозных, возрастных и т. д. Партия во время выборов как бы «наводит мосты» между разными группами, преодолевая социальные расколы. Как следствие, партийная риторика в этом случае носит сравнительно «расплывчатый характер», акцентируются лишь те социально значимые цели и ценности, которые разделяет если не большинство населения, то по крайней мере очень значительные по объему сегменты электората. К примеру, партия может оперировать лозунгами единства страны, социальной защиты широких слоев населения, заботе о подрастающем поколении и т. д. (т. н. «парадные» ценности). Из предвыборной риторики исключаются или почти исключаются обращения к конкретным социальным группам. Идентификация избирателей с партией строится в этом случае по «мягкому» принципу, без жесткого противопоставления «своих» и «чужих». Таким образом, данная стратегия ориентирована на смягчение социальных расколов. В частности, в 1984 г. Р. Далтон показал, что послевоенная решимость немецких христианских демократов преодолеть исторические религиозные различия между католиками и протестантами и бад-годесбергское решение немецких социал-демократов сдвинуться к центру привели вместе к значительному ослаблению в стране социальной напряженности и конфликта партийных предпочтений. Альтернативная стратегия получила название «bonding» (от bond — узы), мы будем называть ее «связывающей». Она основана на установлении тесной связи между партией и ее электоратом, представленным конкретными, достаточно четко очерченными социальными группами. Соответственно, стратегия предполагает жесткое разделение на «своих» и «чужих», четкую партийную идентификацию избирателей. Агитационные материалы, а зачастую и само название партии, содержат явно артикулированное «послание», адресованное конкретной группе: «синим воротничкам», или сельским жителям, или мусульманам и т. д. Партия, таким образом, актуализирует пронизывающие общества социальные расколы. Кросснациональные политические исследования выявили связь между господствующим видом партийных стратегий и типом избирательной системы. Логично, что мажоритарной системе простого большинства, где действует правило «игры с нулевой суммой», партии используют консолидирующие стратегии. Чтобы провести своих представителей в парламент, необходимо завоевать большинство голосов в округах, что предопределяет апелляцию к самым широким слоям электората. Связывающая стратегия в большинстве случаев будет заведомо проигрышной: жесткая партийная 123

идентификация позволяет уверенно рассчитывать на голоса «своих» избирателей, но не менее уверенно можно прогнозировать отсутствие поддержки со стороны других социальных групп, не входящих в «целевую аудиторию» партии. Классический пример использования консолидирующих стратегий в условиях мажоритарной системы демонстрируют Республиканская и Демократическая партии в США, чьи программные платформы для неискушенного наблюдателя почти не различимы. Для пропорциональных избирательных систем, напротив, характерна связывающая стратегия политических партий. Так как для получения парламентского представительства достаточно преодолеть заградительный барьер, необходимо лишь, чтобы адресный электорат партии обладал достаточной для этого численностью (также важно, чтобы партия имела минимум конкурентов на своем электоральном поле). В качестве примеров партий, исповедующих связывающий принцип, можно назвать Венгерскую гражданскую партию в Словакии (этническая адресная группа) или Аграрную партию России (социально-демографическая и профессиональная группа). Впрочем, связь между электоральной формулой и партийными стратегиями отнюдь не является жесткой. Уже из нашего рассмотрения эволюции партийных систем в Западной Европе следует, что во многих странах с пропорциональной и смешанной системами активно действуют и партии «хватай всех». В России консолидирующая стратегия актуальна, прежде всего, для «партий власти» (которая изначально, по своему замыслу, ориентирована на завоевание большинства парламентских мест). Характерны свойственные российским «партиям власти» расплывчатость идеологических платформ и даже сами названия партий. «Наш дом — Россия», «Единство», «Отечество — Вся Россия», «Единая Россия» — все эти названия апеллируют к общенациональным ценностям «парадного» слоя, а никак не к конкретным группам. Таким образом, институциональные характеристики непосредственным образом влияют на число участников электорального соревнования (партийную фрагментацию). Этот показатель, в свою очередь, влияет на размерность электорального пространства: так, мажоритарные системы будут стимулировать возникновение одномерного электорального пространства. Пропорциональные системы с низким заградительным барьером будут стимулировать возникновение многомерных электоральных пространств: в таких институциональных рамках может быть актуализовано большее число социальных расколов по сравнению с мажоритарной системой. Таким образом, если социальные расколы задают общий вектор структурирования электоральных альтернатив, то избирательная система формирует ограничения на представленность размежеваний на уровне партийной системы и, соответственно, электоральных альтернатив. Именно в таком духе, с акцентом на взаимосвязи уровня социальных расколов с уровнем институтов, рассуждают Р. Таагепера и М. Шугарт: «Можно ожидать, что в странах с большим количеством проблемных измерений будет существовать большее 124

количество партий и более сильное давление на избирательную систему с тем, чтобы она позволяла большему количеству партий получать представительство 141…При наличии большего количества проблем, должно появляться большее количество партий. Однако, если в этот процесс вмешивается избирательная система, удерживая количество партий на низком уровне, обратный эффект может уменьшить количество проблем... В результате действия избирательной системы от нескольких проблемных измерений может остаться всего одно» 142. Естественно, избирательная система не в состоянии влиять на собственно социальные расколы; однако она вполне может влиять на их представленность в политической сфере. Кроме того, с таким институциональным показателем, как характер разделения властей, связаны политические и электоральные стратегии элит. Как будет показано ниже, ориентация властной элиты в России на создание «партии власти», а с ее помощью — на формирование стабильной опоры власти в парламенте является также институционально обусловленной, вытекающей из особенностей президентской республики.

Политические элиты и их влияние на формирование электорального пространства В разделе, посвященном социальным размежеваниям, мы уже указывали на значимость стратегий политических элит в формировании политически значимых альтернатив электоральной повестки. Так, элиты (особенно в переходных обществах) способны оказывать сильное воздействие на политические «спрос» и «предложение», определяя ключевые правила игры. Также элиты — через политические партии — способны артикулировать определенные социетальные расколы из всей совокупности имеющихся. Рассмотрим более предметно влияние структуры политической элиты на характер электорального пространства. Проблема структурирования политической элиты к настоящему времени недостаточно хорошо изучена политической наукой: по существу, имеются лишь отдельные теоретические подходы к ее решению, общая же концепция отсутствует. Мы воспользуемся разработками Р. Даля 143, Г. Смита 144 и Х. Линца 145 в интерпретации российского ученого В. Гельмана. Структура элиты в этом подходе задается через концептуализацию феномена политической оппозиции 146. В качестве основных проблемных измерений рассмотрим цели и средства оппозиции. Первые могут быть отображены в виде континуума, на одном конце которого расположены те политические акторы, которые не представлены в правительстве, но готовы при случае войти в его состав без существенных изменений не только режима, но даже его политического курса. Х. Линц обозначает такую оппозицию как «полуоппозицию». В этом 125

случае на противоположном конце континуума окажется «принципиальная» (в терминологии О. Киркхаймера 147) оппозиция, нацеленная на преобразование всего режима и радикальную смену политических курсов. С точки зрения средств политическую оппозицию, вслед за Х. Линцем, разделим на лояльную, полулояльную и нелояльную. В основе данной типологии — готовность оппозиционных сил действовать в рамках институционально закрепленных «правил игры» (лояльная оппозиция), возможность применения насилия в качестве метод борьбы за власть (нелояльная оппозиция). Иногда в том же значении употребляются термины «системная оппозиция» и «внесистемная оппозиция». Структурными характеристиками элиты в целом выступают интеграция (способность к сотрудничеству в процессе принятия решений) и дифференциация (организационное и функциональное разделение различных групп и их относительная автономия по отношению друг к другу и к государству) элит. Дж. Хайли 148, и вслед за ним В. Гельман, выделяют четыре возможных типа элитной структуры: • идеократическая (высокая интеграция, низкая дифференциация); • разделенная (низкая интеграция, низкая дифференциация); • фрагментированная (низкая интеграция, высокая дифференциация); • консенсусная (высокая интеграция, высокая дифференциация). Такая типология непосредственно связана с характеристиками оппозиции. Низкая интеграция элит стимулирует появление принципиальной оппозиции, тогда как высокая интеграция, напротив, благоприятствует стратегии «торга» оппозиции и правящей элиты в рамках установленных правил игры. Сходным образом низкая дифференциация элит способствует снижению лояльности оппозиции, высокая — наоборот. Исключение составляет предложенная Дж. Сартори модель поляризованного плюрализма — фрагментированной элиты: в этом случае в ситуации кризиса лояльная оппозиция может уступить место полулояльной. Элитные структуры тесным образом связаны с характеристиками политических режимов: это соотношение приводится в таблице 32 149. В общих чертах, в России с конца 1990-х гг. по настоящее время наблюдается процесс повышения интеграции и снижения дифференциации элит (этот вопрос мы рассмотрим более подробно несколько позже). В терминах приведенной выше таблицы, обозначилось тяготение режима к «идеократической» модели. Консолидация властной элиты и увеличение контролируемого ей объема политических ресурсов приводит к усилению возможностей этой группы по структурированию электорального пространства в выгодном для себя ключе. Какова рациональная стратегия для российской властной элиты на электоральном поле? Чтобы ответить на этот вопрос, следует учесть несколько обстоятельств. Во-первых, институциональная специфика разделения властей в России состоит в доминировании института президента и ограниченности полномочий парламента, который практически не участвует в 126

формировании правительства (кроме утверждения его главы по представлению президента). Такие системы отличаются нестабильностью парламентских коалиций: исполнительной власти сложно обеспечить себе устойчивую поддержку, если только корпус твердых сторонников не был сформирован на стадии выборов. Другими словами, требуется «партия власти», участвующая в электоральном процессе и получающая большинство в Думе. Решение такой задачи предполагает опору на консолидирующую стратегию участия в выборах. Таблица 32 Элитная структура

Интеграция элит

Дифференциация элит

Идеократическая

Высокая

Низкая

Разделенная

Низкая

Низкая

Фрагментированная

Низкая

Высокая

Консенсусная

Высокая

Высокая

Политический режим Стабильный недемократический Нестабильный недемократический Нестабильный демократический Стабильный демократический

Преобладающий тип оппозиции Нет оппозиции или нелояльная оппозиция Принципиальная нелояльная оппозиция Принципиальная лояльная или полулояльная оппозиция Лояльная структурная или неструктурная оппозиция

Во-вторых, мы предполагаем, что структурное положение партии влияет на ее результат (на уровне статистической закономерности). Выше была высказана гипотеза, что наиболее выгодным для электорального объекта положением является структурное доминирование. Соответственно, следует ожидать, что властная элита «идеократического» типа будет стремиться к жестко структурированному электоральному пространству с доминирующим положением кандидата или партии власти, апеллирующих ко всему обществу (стратегия консолидации). В этом случае «базовым выбором», зафиксированным первой факторной переменной, становится «власть — не власть», и выборы тяготеют к форме плебисцита о доверии по отношению к властной группе.

*** Влияние различных факторов на размерность и структурные особенности электорального пространства представлено на рис. 49. 127

128

ЭВОЛЮЦИЯ ЭЛЕКТОРАЛЬНОГО ПРОСТРАНСТВА РОССИИ: 1991—2004 гг.

В этой главе мы рассмотрим, во-первых, ключевые структурные характеристики электорального пространства России, во-вторых, видоизменения структур от выборов к выборам. В фокусе нашего внимания, таким образом, оказывается как структурный, так и динамический компоненты электорального пространства. Основным инструментом анализа структур и динамики станет факторный анализ по методу главных компонент. Для обеспечения сопоставимости данных вращения факторов не производилось. Несколько слов об эмпирической базе исследования. Будут рассматриваться выборы президента Российской Федерации 1991, 1996, 2000 и 2004 гг., а также выборы депутатов Государственной Думы РФ 1993, 1995, 1999 и 2003 г. по общефедеральному округу. Электоральная статистика берется на уровне субъектов федерации (по регионам). Данные берутся по всем регионам РФ, за исключением специально оговоренных случаев 150. Чтобы не «перегружать» модели, определенные ограничения вводятся для числа участвующих в анализе политических партий, избирательных объединений и кандидатов. В общем случае рассматриваются только те из них, которые сумели получить 3 % и более голосов избирателей. 3%-ный критерий является в значительной мере традиционным для международных исследований в электоральной сфере. Изучение только парламентских партий слишком существенно «обеднит» модель: неизбежно будут потеряны целые электоральные группы с выраженными политическими ориентациями (к примеру, в 2003 г. ни одна партия либеральной ориентации не попала в Государственную Думу). Включение же в модель всех участников выборов снизит объяснительную силу ключевых факторных переменных, сделает модель громоздкой и сложной для интерпретации. Кроме того, именно переменные, отражающие поддержку «карликовых» партий, как правило, далеки от нормального распределения. Форма распределения переменных во всех случаях будет приниматься во внимание. Это самостоятельная и важная структурная характеристика, на основе которой могут быть сделаны полезные содержательные выводы. Важной задачей, наряду с выявлением структурных и динамических компонент, станет их содержательная интерпретация. Будут использованы все три охарактеризованных выше метода: • поиск ключевых содержательных различий между объектами, занимающими полярные позиции на осях полученных факторных переменных; • анализ геометрического представления случаев в пространстве факторных переменных; 129

• регрессионный анализ факторных переменных. В качестве источника эмпирических данных для регрессионного анализа будут использованы различные статистические сборники Госкомстата (впоследствии — Федеральной службы государственной статистики) РФ. «Опорными» являются сборник «Регионы России: социально экономические показатели», а также результаты Всероссийской переписи населения 2002 г. Несколько слов о совокупности социально-экономических данных, взятых в разрезе российских регионов и сформировавших корпус независимых переменных множественной регрессии. Достаточно большое число переменных было сгруппировано по содержательному признаку (таблица 33) 151. Таблица 33 Группа Общее состояние экономики региона

Состояние потребительского рынка Демографические показатели

Уровень образования

Показатели уровня и качества жизни

Показатели социальной дифференциации

Показатели инновационного развития

Переменные • Отношение доходов регионального бюджета (отношение к численности населения субъекта федерации); • Объем инвестиций в основной капитал предприятий (отношение к численности населения субъекта федерации); • Доля убыточных организаций. • Объем бытовых услуг на душу населения; • Объем розничной торговли на душу населения. • Доля русского населения среди всего населения субъекта федерации; • Доля городского населения среди всего населения субъекта федерации; • Уровень демографической нагрузки (численность лиц нетрудоспособных возрастов на 1000 человек трудоспособного возраста); • Средняя прогнозируемая продолжительность жизни; • Уровень рождаемости (число родившихся на 1000 человек населения); • Миграционный прирост населения. • Число лиц с высшим образованием на 1000 человек населения; • Число лиц, не имеющих начального образования, на 1000 человек населения (уровень неграмотности). • Объем средней начисленной заработной платы по отношению к прожиточному минимуму; • Число персональных компьютеров на 100 домохозяйств; • Число личных автомобилей на 1000 человек; • Уровень младенческой смертности (число детей, умерших в возрасте до 1 года, на 1000 родившихся живыми). • Индекс социальной дифференциации (индекс Джини 152); • Доля населения с доходами ниже прожиточного минимума. • Число компьютеров на 100 рабочих мест; • Объем услуг связи на душу населения. 130

В ряде случаев использовались дополнительные переменные. К сожалению, формирование единого списка факторных переменных затруднено тем, что с 1993 по 2004 гг. некоторые фиксируемые государственной статистической службой показатели претерпели изменения. Также создает неудобство то, что ряд показателей измеряется для разного числа случаев: например, данные по безработице фиксируются по краям с включением автономных округов, а большинство других показателей — по каждому субъекту отдельно. Особенности каждой переменной мы будем обсуждать по ходу анализа структурирования электорального пространства на российских федеральных выборах.

Президентские выборы 1991 г. Президентские выборы 1991 г. проходили не просто в контексте иных политических реалий — они проводились в другом государстве (Российская Федерация на тот момент еще входила в состав СССР) с другой Конституцией. В то же время, принципиальные параметры институционального дизайна выборов в целом совпадали с более поздними версиями 1996, 2000 и 2004 гг.: использовалась мажоритарная система абсолютного большинства. Перечень субъектов федерации также был почти идентичен современному; 153 единственное исключение состоит в том, что Чеченская республика и Республика Ингушетия еще не были разделены и представляли собой один регион. В выборах участвовало шесть кандидатов: председатель Верховного Совета РФ Борис Ельцин, бывший председатель правительства СССР Николай Рыжков, лидер Либерально-демократической партии России Владимир Жириновский, председатель Кемеровского областного совета Аман Тулеев, бывший министр внутренних дел Вадим Бакатин, генерал Альберт Макашов. Также в бюллетене имелась позиция «против всех». Б. Ельцин выступал в качестве «единого кандидата демократических сил». Его поддержали практически все заметные на тот момент партии данной ориентации: «Демократическая Россия», Демократическая партия России, Социал-демократическая партия России, Республиканская партия Российской Федерации, Российское христианско-демократическое движение и ряд других 154. Четыре других участника кампании оставались членами КПСС: «умеренный консерватор» Н. Рыжков, «умеренный реформатор» В. Бакатин, «умеренный популист» А. Тулеев и «радикальный популист» А. Макашов. В. Жириновский, опиравшийся на собственную партию, выступал также с популистскими лозунгами, но уже с существенным «национально-патриотическим» уклоном. По итогам кампании Б. Ельцин уверенно победил в первом туре выборов. Результаты приведены в таблице 34. 131

Таблица 34 Кандидаты Бакатин Вадим Викторович Ельцин Борис Николаевич Жириновский Владимир Вольфович Макашов Альберт Михайлович Рыжков Николай Иванович Тулеев Аман-гельды Молдагазыевич Против всех

Число голосов 2719807 45552041 6211007 2969511 13395335 5417464 1525410

% 3,42 57,30 7,81 3,74 16,85 6,81 1,92

При тестировании распределений переменных на нормальность были использованы тест Колмогорова — Смирнова (one sample K-S test) и визуальный анализ диаграмм распределения. Существенно отклоняются от нормального распределения переменные «поддержка В. Бакатина» и «поддержка А. Тулеева»: значимость критерия z Колмогорова — Смирнова составила 0,007 и 0,001 соответственно 155. И в том, и в другом случае отклонения от нормальности связаны с экстремально высокой поддержкой кандидатов в отдельных регионах: В. Бакатина в Кировской области, а А. Тулеева, естественно, в Кемеровской (рис. 50). Рис. 50 Распределение поддержки А. Тулеева

Распределение поддержки В. Бакатина

40

40

30

30

20

20

10

10

0

0 2.5 5.0

7.5

12.5

10.0

17.5

15.0

22.5

20.0

27.5

25.0

32.5

30.0

37.5

35.0

1.0

42.5

40.0

3.0 2.0

45.0

5.0 4.0

7.0 6.0

9.0 8.0

11.0 10.0

13.0

12.0

15.0

14.0

Было решено не включать данные переменные в анализ, тем более что кандидаты заняли лишь четвертую и шестую позиции и не представили какого-то уникального политического предложения. В то же время, была включена позиция «против всех», хотя голосование за нее не достигло 3 %-го барьера. «Против всех» — одна из немногих электоральных опций, доступных избирателям практически на протяжении практически всех федеральных выборов, и она важна с точки зрения компаративных задач исследования. Удовлетворительно качество модели (84,8 % объясненной вариации) было достигнуто при оставлении в модели трех факторов с объяснительной силой 47,2 %, 21,8 % и 15,8 % соответственно. Собственные значения приведены в таблице 35. 132

Таблица 35 Собственное значение

% общей вариации

Суммарное значение

% Сумм. вариация

1

2,358843

47,17685

2,358843

47,17685

2

1,090718

21,81436

3,449561

68,99121

3

0,790763

15,81526

4,240323

84,80647

Матрица факторного отображения (таблица 36) и ее двух- и трехмерные геометрические представления (рис. 51) приобрели следующий вид (рядом с фамилиями кандидатов приведены их латинские обозначения, используемые в геометрическом представлении). Таблица 36 Ф1

Ф2

Ф3

Ельцин (YELTZ91)

Переменные

–0,92267

–0,22676

–0,17478

Рыжков (RYZHK91)

0,837984

0,192819

0,458168

Жириновский (ZHIR91)

0,58257

0,362691

–0,65315

Макашов (MAKASHOV)

0,376856

–0,78647

0,080113

Против всех (PROTIV91)

0,569115

–0,50203

–0,34245

Объясненная вариация

2,358843

1,090718

0,790763

От всей вариации

0,471769

0,218144

0,158153

Рис. 51 0.6

жириновский

0.4

рыжков

0.2 0.0 -0.2

ельцин против всех

-0.4 -0.6

макашов -0.8 -1.0 -1.2

-0.8

-0.4

0.0

133

0.4

0.8

1.2

фактор 3

рыжков 0.6 0.4 0.2 0.0 -0.2 -0.4

макашов жириновский против всеx ельцин

-0.6 0.6 0.4 0.2 0.0 -0.2 -0.4 -0.6 -0.8 -1.0

фактор 2

-1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

фактор 1

Во-первых, в глаза бросается изолированное положение Б. Ельцина на оси первого фактора (объясняющего практически половину всей вариации). Он как бы в одиночку противостоит всем другим кандидатам: возникает факторно-структурная оппозиция «Ельцин — все остальные». Выше мы уже договорились называть оппозицию такого типа факторно-структурным (в более общем случае, структурным) доминированием. Соответственно, есть все основания подозревать наличие хорошо структурированного базового выбора, пролегающего по оси первого фактора. Содержательно позицию Б. Ельцина на тех выборах можно охарактеризовать как либерально-демократический (правый) реформизм. В данном случае понятие «реформизм» не менее важно, чем понятия «либеральнодемократический» и «правый». «Реформизм» обозначает вектор движения, радикальный и быстрый переход к новой социально-экономической и политической системе. Этому соответствует сильный энергетический заряд в облике Б. Ельцина, бывший на тот момент одной из доминант его имиджа. Противоположный полюс, представленный прежде всего Н. Рыжковым (крайняя позиция в пространстве первого фактора), может быть охарактеризован как прежде всего консервативный с соответствующей вялой энергетикой, характерной для образа «плачущего большевика». Можно даже предположить, что, вопреки распространенному мнению, противостояние «правых» и «левых» на тот момент не было базовой альтернативой электорального пространства (в целом, лево-правая дихотомия характерна, скорее, для стабильных, нежели транзитных политических систем). Разумеется, выбор между «социализмом» (Н. Рыжков) и «рынком» 134

(Б. Ельцин) являлся идеологически важным: но не менее важно то, что социалистическая система на тот момент была status quo, эта альтернатива не требовала движения и, соответственно, риска. Другими словами, базовый выбор отражал отношение к модернизации как к процессу, а не только к «статичным» ценностям (левые и правые убеждения). Реформистский выбор требовал большей адаптивности и более мощного энергетического заряда. Рассмотрим в этой связи результаты регрессионного анализа первой факторной переменной (использовался алгоритм с исключением). Построенная модель объясняет примерно половину вариации первого фактора: R² равен 0,48. F-отношение 18,99 значимо на уровне p<0,00000.., стандартная ошибка оценки составляет 0,74. Бета-коэффициенты (таблица 37). Таблица 37 BETA

t

p-level

Неграмотность

0,323975

3,346012

0,001233

Городское население

–0,35525

–3,69522

0,000393

Продолжительность жизни

–0,573

–6,33534

0,000000

Личные автомобили

0,291221

3,195599

0,001974

Таким образом, анализ выявил четыре фактора, в наибольшей степени воздействующих на латентную переменную: уровень неграмотности (число людей, не имеющих начального образования на 1000 человек), доля городского населения, средняя продолжительность жизни и число личных автомобилей на душу населения. Первый и четвертый факторы связаны с первой латентной переменной положительно, второй и третий — отрицательно. Для регионов со значительной долей необразованного населения характерен выбор в пользу недемократической и нереформаторской альтернативы. Российскими «лидерами» по этому показателю являлся ряд северокавказских республик (Северная Осетия, Чечня, Ингушетия, КарачаевоЧеркесия, Дагестан), приволжская Мордовия и сибирская Республика Алтай, национальные округа Усть-Ордынский, Коми-Пермяцкий и Агинский (Бурятский), ряд аграрных областей (Тамбовская, Липецкая, Воронежская). Напротив, наименее низкая доля неграмотных характерна для столичных мегаполисов с Московской и Ленинградской областями, дальневосточных и северных регионов (Ханты-Мансийский АО, Камчатская область, Мурманская область, Приморский и Хабаровский край, Магаданская и Сахалинская области и др.). Для таких регионов оказалась в большей мере типичной поддержка демократической альтернативы. Жители городов были склонны поддержать Б. Ельцина как выразителя демократического и реформаторского вектора развития. В число наиболее урбанизированных территорий входят обе столицы, сибирские и уральские промышленные территории (Свердловская, Челябинская, Кемеровская, Иркутская области, Ханты-Мансийский и Ямало-Ненецкий АО), а также ин135

дустриальные регионы европейской части России (Самарская, Тульская, Ярославская), несколько регионов Дальнего Востока (Камчатская, Магаданская, Хабаровский край). На противоположном полюсе — сплошь национальные республики и округа различной географической принадлежности: Усть-Ордынский, Корякский, Коми-Пермяцкий, Эвенкийский, Агинский (Бурятский) АО, республики Алтай, Чеченская, Калмыкия, Ингушетия, Дагестан, Карачаево-Черкесия, Тыва и др. Нетрудно заметить общность распределения части регионов по переменным «уровень неграмотности» и «доля городского населения». Действительно, корреляция между ними составляет –0,7. Географически более сложной является дифференциация регионов по продолжительности жизни. Фактически, высокую продолжительность жизни определяют два совершенно разных фактора. Это качество жизни (в том числе уровень и доступность медицинских услуг, качество продуктов питания и т. д.), свойственное в основном экономически развитым территориям, и «культурно-климатические» условия (благоприятная экологическая ситуация, исторически сформированное тяготение к здоровому образу жизни и т. д.), свойственные северокавказским республикам. Именно последние являются наиболее «долгоживущими» среди всех российских регионов. Среди лидеров также Москва, Санкт-Петербург, Ямало-Ненецкий, ХантыМансийский округа, Татарстан. Полюс неблагополучных в отношении продолжительны жизни регионов более однороден: он представлен в основном депрессивными и периферийными округами Корякским, Коми-Пермяцким, Чукотским, Усть-Ордынским, Эвенкийским; Еврейской автономной областью, Тывой, Читинской областью. Эти территории составили «авангард недемократического выбора». Наконец, наиболее сложно найти ясные критерии распределения по регионам такого показателя, как доля личных автомобилей. Так, в десятке лидеров наряду с вполне «объяснимыми» Москвой, Санкт-Петербургом и Калининградской областью находятся Чеченская республика и республика Адыгея, а также Сахалинская и Камчатская области. С регионами-«аутсайдерами» дело обстоит проще: наименьшее число автомобилей там, где на них негде ездить и куда их сложнее всего завозить. Это Чукотка, Эвенкия, Корякия, Таймыр, Коми-Пермяцкий АО. Однако это означает, что переменная «число автомобилей на 1000 человек населения» недостаточно точно отражает уровень жизни населения, и далее мы будем относиться к ней с определенным скепсисом. При использовании в регрессионном анализе пошагового алгоритма с включением (в дополнение к анализу с исключением) выявляется еще один важный предиктор — демографическая нагрузка. Beta-коэффициент для него равен 0,582, он значим на уровне p<0,02. Напомним, что демографическая нагрузка представляет собой численность лиц нетрудоспособных возрастов (то есть детей и пенсионеров) на 1000 человек трудоспособного возраста. В российских реалиях этот показатель в большей мере отражает удельный вес людей старшей возрастной группы: корреляция с переменной 136

«доля лиц старше трудоспособного возраста» составляет 0,99, тогда как с переменной «доля лиц моложе трудоспособного возраста» лишь 0,8. Наиболее высокий уровень демографической нагрузки отличает регионы европейской части России, прежде всего центральные. Это Тульская, Рязанская, Тверская, Тамбовская, Воронежская, Псковская, Курская, Ивановская, Новгородская, Брянская, Ярославская, Владимирская, Липецкая, Орловская и ряд других областей. На противоположном фланге Ямало-Ненецкий, ХантыМансийский, Чукотский, Таймырский АО. Такое распределение в существенной мере обусловлено направлением и характером миграционных потоков: люди старшего возраста, выйдя на пенсию, стремятся перебраться из суровых сибирских и дальневосточных регионов в европейскую часть России. Поработав на предприятиях сырьевого сектора, они имеют возможность приобрести квартиру если не в Москве и Санкт-Петербурге, то в соседних областях. Также существуют специальные государственные программы (в частности, для Таймыра) по переселению пенсионеров в более климатически благоприятные регионы. Полученный бета-коэффициент (0,58) для переменной «демографическая нагрузка» можно интерпретировать следующим образом: люди старшего возраста на первых президентских выборах были склонны делать выбор в пользу «недемократической альтернативы». Таким образом, на «реформистском» и «демократическом» полюсе по итогам регрессионного анализа оказываются более урбанизированные регионы с более образованными и молодыми избирателями и более высоким качеством жизни. Сочетание таких свойств обуславливает более высокую способность к адаптации к переменам — одно из важнейших условий поддержки реформаторских процессов. Вторая и третья факторные переменные более сложны для интерпретации по сравнению с первой. Это вполне закономерно: по мере убывания объяснительной силы фактора сокращаются возможности его содержательной интерпретации. Тем не менее, примечательно, что одним из полюсов и второго, и третьего размежеваний является переменная «поддержка В. Жириновского», который занял третье место на этих выборах. В одном случае (второй фактор) он образует факторно-структурную оппозицию по отношению к А. Макашову, во втором случае (третий фактор) — по отношению к Н. Рыжкову (рис. 52). Регрессионную модель удовлетворительного качества, предсказывающую поведение второй и третьей факторных переменных, построить не удалось. В обоих случаях коэффициент детерминации R² не превышает 0,2 (модель объясняет лишь пятую часть вариации переменных). В то же время следует отметить, что в модели второго фактора появляется предиктор «доля русского населения» 156, причем его бета-коэффициент положительно связан с поддержкой В. Жириновского. Это вполне соответствует присутствию националистической риторики в кампании лидера ЛДПР. Впоследствии этот предиктор станет для голосования за ЛДПР и В. Жириновского определяющим. 137

Рис. 52 0,6

рыжков 0,4

0,2

макашов

0,0

ельцин -0,2

против всеx -0,4

жириновский

-0,6

-0,8 -1,0

-0,8

-0,6

-0,4

-0,2

0,0

0,2

0,4

0,6

Геометрическое представление регионов в факторном пространстве (рис. 53 и таблица 38) позволяет также увидеть «господствующее положение» дальневосточных территорий на том полюсе второго фактора, который соответствует «полюсу Жириновского» (в нижней части диаграммы). Это также характерная особенность географии поддержки ЛДПР. Что касается третьего фактора, можно лишь предположить, что он связан скорее, с восприятием избирателями имиджевых характеристик кандидатов, нежели с объективными социальными или географическими размежеваниями. Возможно, избиратели регионов отреагировали на различия между «номенклатурным» имиджем Н. Рыжкова и «неформальным» — В. Жириновского. Так или иначе, для выборов 1991 г., которые проходили на пике перехода к новой политической системе и новой государственности, принципиально важным является, скорее, наличие второй и третьей факторной оппозиции, нежели даже их содержание. Результаты факторного анализа свидетельствуют, что базовый выбор «демократический реформизм — «консерватизм» даже на тот момент вовсе не исчерпывал все электоральное пространство, хотя и был доминирующим. Также примечательно, что В. Жириновский, не ставший (или не сумевший) контрастно позиционироваться в рамках базовой альтернативы, во многом сформировал пространство остаточных альтернатив, задав новый вектор выбора, отличного от базового. Представляется, что это предопределило его третью позицию по результатам выборов. 138

Рис. 53 3

Тува

Эвенкия 2

Адыгея Бурятия Иркутская Кемеровская Усть_Ордынский Краснодар Агинский ЯНАО КБР

1

Свердловская Челябинская Москва

0

Псковская Читинская Осетия Амурская

Самарская -1

СП Дагестан -2

-3 -3.5

-2.5

-1.5

Магадан Камчатка Татарстан Ленинградская

-0.5

0.5

1.5

2.5

3.5

Таблица 38 Наименьшие значения по третьей факторной переменной

Наибольшие значения по третьей факторной переменной

Омская область

–2,69195

Республика Саха (Якутия)

0,956312

Эвенкийский АО Калининградская область

–2,30881

Республика Удмуртия

1,049332

–1,81352

Республика Чувашия

1,078319

Мурманская область

–1,51763

Ульяновская область

1,139514

Республика Татарстан

–1,43765

Самарская область

1,248197

Иркутская область

–1,3989

Смоленская область

1,256682

Корякский АО

–1,33278

Республика Северная Осетия

1,431192

Ямало-Ненецкий АО

–1,06705

Республика Дагестан

2,042183

Чукотский АО

–1,02567

Агинский (Бурятский) АО

3,111281

Псковская область

–0,96186

Республика Тыва

4,604105

Именно эта стратегия — конструирование нового вектора вне базового выбора — стало залогом победы ЛДПР на парламентских выборах 1993 г. К их рассмотрению мы и обратимся.

139

Парламентские выборы 1993 г. Выборы депутатов Государственной Думы 12 декабря 1993 г. состоялись одновременно с референдумом по принятию новой Конституции РФ. В выборах приняли участие 13 парий и избирательных объединений: Аграрная партия России (АПР), блок «Явлинский — Болдырев — Лукин» («Яблоко»), «Будущее России — новые имена», «Выбор России», «Гражданский союз», Демократическая партия России (ДПР), «Достоинство и милосердие», Коммунистическая партия Российской Федерации (КПРФ), экологическое движение «Кедр», Либерально-демократическая партия РФ (ЛДПР), Партия Российского единства и согласия (ПРЕС), «Женщины России» и Российское движение демократических реформ (РДДР). Пятипроцентный барьер сумели преодолеть восемь из них: ЛДПР, ставшая лидером гонки с 22,9 %, АПР, «Яблоко», «Выбор России», КПРФ, ПРЕС, «Женщины России», ДПР. Более 3 % голосов избирателей получило также Российское движение демократических реформ, созданного и возглавляемого мэром Москвы Г. Поповым. Общие итоги выборов представлены в таблице 39. Таблица 39 № 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13

Избирательные объединения Аграрная партия России Явлинский — Болдырев — Лукин Будущее России — Новые Имена Выбор России Гражданский Союз Демократическая партия России Достоинство и Милосердие КПРФ «КЕДР» ЛДПР ПРЕС «Женщины России» РДДР

Число голосов 4292518 4223219 672283 8339345 1038193 2969533 375431 6666402 406789 12318562 3620035 4369918 2191505

% 7,99 7,86 1,25 15,51 1,93 5,52 0,70 12,40 0,76 22,92 6,73 8,13 4,08

Для описания предвыборной расстановки политических сил воспользуемся классификацией, предложенной Г. Голосовым 157. По этой классификации в 1993 г. в российском партийно-политическом спектре присутствовали четыре основных «кластера»: 1. Левые (особая роль государства в экономике и социальной сфере). 2. Центр (умеренная оппозиция и квазиполитические группы). 3. Националисты. 4. Правые (категория, включающая в себя проправительственные партии и демократическую оппозицию; выступают за рыночные механизмы экономической регуляции). Лево-консервативный фланг политического спектра был представлен двумя партийными структурами: КПРФ и АПР. Первая провозгласила себя 140

преемницей КПСС, чья деятельность была приостановлена (фактически запрещена) в 1991 г.; частично КПРФ удалось сохранить партийную сеть бывшей «партии-гегемона». Программные положения КПРФ были сформулированы достаточно расплывчато и осторожно; Г. Зюганов на тот момент избегал прямой критики правительства. Кроме собственно левых взглядов (акцент на ведущей роли государства в экономической и социальной сфере), КПРФ фактически пропагандировала и националистические, «державные» ценности. В этой связи следует отметить, что лидер коммунистов с 1991 г. возглавлял Совет национально-патриотических сил России — скорее, националистическую, чем левую организацию, — а затем принимал активное участие в Российском общенациональном соборе. Аграрная партия опиралась на разветвленную инфраструктуру аграрнопромышленного комплекса советской эпохи — руководящий корпус совхозов и колхозов, действовавшие на селе профсоюзы, частично — ведавшие аграрными вопросами подразделения региональных администраций 158. Программа АПР практически не отличалась от коммунистической. Примечательно, что многие руководители АПР являлись одновременно членами КПРФ (в обе партии входил, например, бывший спикер нижней палаты И. Рыбкин). На роль политического центра претендовали, прежде всего, Демократическая партия России Н. Травкина и движение «Женщины России». Главной фигурой в избирательной кампании ДПР стал известный кинорежиссер С. Говорухин. В своих публичных выступлениях он делал особый упор на критике власти, способствовавшей «криминализации» страны. Собственно «демократическая» составляющая идеологии ДПР оказалась далеко не на первом плане, хотя партия и сохраняла верность основным демократическим ценностям. Также в имидже ДПР присутствовали и националистические компоненты. В организационном плане ДПР опиралась исключительно на структуры партийных активистов, на тот момент еще сравнительно значимые. Движение «Женщины России», вопреки своему названию, не делало особого акцента на специфически «женских» проблемах. По мнению некоторых наблюдателей, реальной политической задачей движения было оттянуть на себя голоса оппозиционно настроенных женщин (скорее, за счет названия, нежели какой-то ярко выраженной идеологии). Организационную основу движения составили женсоветы (точнее, то, что от них осталось к этому времени), созданные в конце 1980-х по инициативе М.С. Горбачева. Монопольное положение на националистическом флаге заняла ЛДПР В. Жириновского. Последнему удалось, пользуясь недоброжелательным вниманием проправительственных СМИ, донести до аудитории образ некоммунистического, но последовательно оппозиционного политика, апеллирующего к русскому избирателю 159. Важным акцентом в программе ЛДПР стал тезис об отказе от федерализма и переходе к унитарной модели. На правом фланге, в отличие от президентских выборов 1991 г., консолидации сил достичь не удалось. Более того, уровень конкуренции среди де141

мократов оказался наиболее высоким: за места в парламенте боролись четыре партии. «Яблоко» и РДДР выступали в качестве «демократической оппозиции», хотя степень их оппозиционности очень существенно отличалась. «Выбор России» и ПРЕС являлись проправительственными партиями. Блок «Явлинский — Болдырев — Лукин» позиционировал себя как «демократическую альтернативу» проводимому на тот момент правительственному курсу. Будучи формально учрежденным Республиканской партией Российской Федерации и Социал-демократической партией России, фактически «Яблоко» находилось под единоличным контролем Г. Явлинского. Российское движение демократических реформ, созданное Г. Поповым, не обладало четко сформулированной идеологией (хотя «базовыми» для движения были, безусловно, демократические ценности). В избирательной кампании РДДР упор был сделан не на идеологическую составляющую, а на «избирательные технологии»: так, список партии возглавили не имеющие отношения к политике знаменитости (актер О. Басилашвили, певец О. Газманов и др.). Организационно движение Г. Попова пыталось опереться на представителей региональных администраций, которые сравнительно легко адаптировались к новым условиям и нуждались в каналах доступа к московской элите 160. Избирательное объединение «Выбор России» представляло собой основную «электоральную машину» мобилизации поддержки курса экономических реформ. Соответственно, «Выбор России» возглавлял «главный реформатор» страны, и.о. председателя правительства РФ Е. Гайдар. Список объединения состоял преимущественно из высокопоставленных московских и региональных чиновников. Идеология движения носила выраженный либерально-реформистский характер. Партия Российского единства и согласия, возглавляемая председателем Государственного комитета по делам национальностей С. Шахраем, также была ориентирована на поддержку правительственного курса, и в этом смысле была «дублером» «Выбора России». Решение о создании второй проправительственной партии было в значительной мере обусловлено уверенностью в победе «демократического курса» в целом и стремлением расширить сектор доступных лояльному избирателю политических альтернатив 161. Однако идеологические различия между «Выбором России» и ПРЕС были довольно существенны. Партия С. Шахрая не делала упора на собственно демократические ценности, стремясь к выработке «консервативной» идеологии, противостоящей любым формам радикализма. Ресурсную опору партии составили административные возможности Госкомнаца, особенно существенные в национальных республиках (комитет принимал участие в распределении субсидий для этой группы регионов). Применительно к «Выбору России» и ПРЕС образца 1993 г. в научной литературе впервые возникает термин «партия власти», под которой в целом понимается партийная структура, нацеленная на формирование лояльного исполнительной власти большинства в парламенте посредством уча142

стия в выборах 162. Часть авторов делает акцент на «партийной» составляющей данного понятия. Так, С. Хенкин в качестве причины создания организационно оформленной «партии власти» указывает на необходимость противостоять «на избирательном поле другим партиям, которые представляют иные, отличные от властных элит, сегменты общества» 163. Как правило, «партийной» трактовке термина сопутствует рассмотрение «партий власти» как особых образований, участвующих в электоральном процессе и решающих специфические задачи, которые появляются у исполнительных структур в период «демократической трансформации» 164. Создание «партий власти», таким образом, является рациональной и инструментальной стратегией правящей элиты. В русле данного подхода выдержан институциональный анализ природы «партий власти» в России, предпринятый Г. Голосовым и А. Лихтенштейн. Авторы пришли к выводу, что «российский институциональный дизайн порождает необходимые стимулы к принятию стратегии, ориентированной на создание партии большинства в парламенте» 165. Приведем их аргументацию: «Уменьшить нестабильность президентско-парламентской системы правления позволяет установление президентского контроля над парламентом посредством формирования “партии большинства”. Данным термином мы будем обозначать партии или коалиции, полностью поддерживающие проводимый президентом и его правительством курс и располагающие большинством в парламенте. Стратегия президента, направленная на создание такой партии, вполне оправдана. Во-первых, она ведет к максимизации его влияния на процесс принятия решений. Наличие партии большинства обеспечивает принятие Думой законов, вносимых президентом и правительством, повышая эффективность законодательного процесса. Во-вторых, важной составляющей рациональной стратегии правящей группы является обеспечение дисциплинированности парламентского большинства. Между тем российский институциональный дизайн не гарантирует достаточной “связанности” парламентских альянсов. Потенциальный риск выхода какой-либо партии из пропрезидентской коалиции значительно снижает полезность таких коалиций по сравнению с единой “партией большинства”. В-третьих, при наличии партии большинства президент избавляется от необходимости вмешиваться в законодательный процесс, реализуя свое право издавать указы…Наконец, снижается неопределенность по поводу характера новой Думы, созванной после роспуска прежней. К этому следует добавить, что формирование “партии власти” не требует увеличения затрат правящей элиты на сохранение своих позиций. Как правительство, так и парламент подвергаются меньшему риску быть отправленными в отставку, а президент не несет издержек по формированию нового кабинета» 166. Рационально-инструментальному толкованию феномена партии власти противостоит социокультурный. Согласно этому подходу, создание партий «властного большинства» является не столько осмысленной стратегией рациональных акторов, действующих в конкретных институциональных рам143

ках, сколько практикой, воспроизводящейся в определенных политических культурах. Так, И. Глебова пишет: «Природа данного феномена — не партийная, а властная, что непосредственным образом связано со спецификой самой Русской Власти» 167. К дискуссии о природе партии власти мы еще вернемся. Применительно к нашим задачам сейчас важнее понять, формируют ли партии власти 1993 г. — «Выбор России» и ПРЕС — особый вектор электорального пространства? Другими словами, формируют ли они полюс структурной оппозиции, которую можно было бы идентифицировать как размежевание «власть — не власть»? В этой связи следует упомянуть довольно популярную модель российского партийно-политического спектра, получившую название «электоральной пирамиды» 168. Основанием пирамиды является треугольник, вершины которого соответствуют трем основным политическим силам: левым (коммунистам), правым (либералам) и националистам. Четвертая вершина пирамиды, возвышающаяся над «идеологическим треугольником», как раз и представляет собой «партии власти». Рис. 54 партия власти левые

центр

правые

националисты Если модель электоральной пирамиды «работает» по отношению к выборам 1993 г., «властное» измерение может быть зафиксировано с помощью факторного анализа как самостоятельное измерение электорального пространства. Чтобы проверить это, обратимся к результатам факторного анализа. В анализ были включены все партии, набравшие более 3 % голосов, за исключением ДПР, чье распределение не приводится к нормальному без больших потерь. Для приближения к нормальному распределению переменных КПРФ и ПРЕС были удалены следующие случаи: Дагестана и Тывы (рис. 55). Удовлетворительная по качеству модель получается после оставления трех факторных переменных, объясняющих 41, 22 и 12 процентов общей вариации соответственно. Матрица собственных значений (таблица 40). 144

Рис. 55 Распределение поддержки КПРФ

Распределение поддержки ПРЕС PRES

KPRF 30

40

30

20 20

10 10

0

0

2.5

7.5

.0 55 .0 50 .0 45 .0 40 .0 35 .0 30 .0 25 .0 20 .0 15 .0 10

0 5.

5.0

55 % — Дагестан

12.5 17.5 22.5 27.5 32.5 37.5 42.5 47.5

10.0 15.0 20.0 25.0 30.0 35.0 40.0 45.0

38,4 % — Тыва

Таблица 40 Собственное значение

% общей вариации

Суммарное значение

% Сумм. вариация

1

3,302619

41,28274

3,302619

41,28274

2

1,831994

22,89993

5,134613

64,18267

3

0,981458

12,26822

6,116071

76,45089

Получены следующие матрица факторного отображения и ее двух- и трехмерные геометрические представления (таблица 41, рис. 56). Таблица 41 Переменные АПР(APR)

Ф1

Ф2

Ф3

–0,71868

–0,33665

–0,09003

Яблоко (YABL)

0,68439

0,453722

0,201248

Выбор России (VR)

0,86418

0,096532

0,070791

КПРФ (KPRF)

–0,70035

0,121264

0,581492

ЛДПР (LDPR)

–0,42192

0,651132

–0,54778

ПРЕС (PRES)

0,136928

–0,81584

0,194924

Женщины России (JR)

0,397099

–0,62421

–0,49246

РДДР (RDDR)

0,852045

0,097813

0,095518

Объясненная вариация

3,302619

1,831994

0,981458

От всей вариации

0,412827

0,228999

0,122682

Полюса структурной оппозиции по первой факторной переменной формируют, с одной стороны, АПР и КПРФ, с другой — РДДР и «Выбор России» (в двухмерном факторном пространстве эти переменные занимают фактически идентичное положение). На фланге «Выбора России» и РДДР 145

также отчетливо позиционировано «Яблоко». Таким образом, данную оппозицию можно интерпретировать как лево-правый раскол или, точнее, раскол «державно-консервативные левые» — «либерально-реформистские правые». Говорить о «державной» компоненте нам позволяет ее наличие в имидже КПРФ и близость к этому полюсу ЛДПР. Рис. 56 0.8

лдпр

0.6

яблоко

0.4 0.2

кпрф

вр рддр

0.0 -0.2

апр

-0.4

женщины россии

-0.6

прес

-0.8 -1.0 -1.0

-0.6

-0.2

0.2

0.6

фактор 3

0.8 0.6

яблоко вр рддр

кпрф

0.4 0.2

прес

0.0 -0.2 -0.4

лдпр

апр

-0.6 0.8 0.6 0.4 0.2 0.0 -0.2 -0.4 -0.6 -0.8 -1.0

фактор 2

женщины россии 1.0 0.6 0.2 -0.2 -0.6 -1.0

146

фактор 1

1.0

Регрессионный анализ первой факторной переменной пошаговым методом с исключением позволяет построить модель довольно значительной объяснительной силы: R²=0,7 при F=49,6 значимом на уровне p<0,00000.., и стандартной ошибке 0,56. Модель содержит три предиктора: демографическая нагрузка, доля городского населения, уровень смертности, число компьютеров на 100 рабочих мест. Наиболее сильным предиктором является уровень демографической нагрузки (таблица 42). Таблица 42 BETA

t

p-level

Компьютеры на 100 рабочих мест

0,318761

4,559876

0,00..

Городское население

0,577367

9,451862

0,00..

Демографическая нагрузка

–0,63951

–5,59401

0,00..

Переменные «демографическая нагрузка» и «доля городского населения» присутствуют в регрессионном анализе выборов 1991 года, и особенности их распределения по российским регионам мы уже комментировали. Как и на президентских выборах, на консервативном фланге находятся регионы с более возрастным электоратом и большей долей сельского населения. Число компьютеров на 100 рабочих мест — переменная, отражающая уровень инновационного развития территории. По этому показателю традиционно лидируют Москва и Санкт-Петербург, сибирские регионы, прежде всего сырьевые (Ямало-Ненецкий и Ханты-Мансийский АО, Тюменская область, Томская область, Новосибирская область), ряд северных и дальневосточных территорий (Якутия, Сахалинская, Мурманская область). Наихудшие показатели у республик Дагестан, Мордовия, Чувашия и Ингушетия, Коми-Пермяцкого и Усть-Ордынского АО, ряда регионов центральной России (Брянская, Владимирская, Липецкая, Белгородская, Тамбовская область). Таким образом, на право-реформаторском полюсе оказались регионы более инновационные, с большей долей городского населения и более молодыми избирателями. В геометрическом представлении регионов (рис. 57) крайние позиции по первой факторной переменной занимают СанктПетербург и Москва, с одной стороны, и Карачаево-Черкесия и Орловская область, с другой. Структурную оппозицию по второй факторной переменной формируют ЛДПР и ПРЕС. Регрессионный анализ показывает, что для второй факторной переменной ключевым предиктором является доля русского населения (бета=0,74), прямо связанная с уровнем поддержки ЛДПР. В геометрическом представлении регионов также видно, что на «нижнем» полюсе доминируют республики (Башкортостан, Алтай, Бурятия, Якутия) и автономные округа (Агинский, Усть-Ордынский Бурятский, КомиПермяцкий). 147

По словам С. Чугрова, этот фактор «может быть описан как оппозиция представлений о России как о централизованной сверхдержаве (ЛДПР) и союзе регионов (ПРЕС)» 169. Оппозиция «регионализм — централизм» усугубляется оппозицией «этнический национализм — Россия как многонациональное государство». Думается, такое объяснение выглядит вполне приемлемым. Рис. 57 3.0

санкт-петербург 1.5

0.0

-1.5

магаданская мурманская москва челябинская кчр чукотка свердловская хмао алтайский край таймыр удмуртия янао эвенкия якутия коми-пермяцкий бурятия башкирия усть-ордынский агинский псковская пензенская

-3.0

горный алтай

-4.5 -3

-2

-1

0

1

2

3

В третьей факторной оппозиции ЛДПР противостоит КПРФ; вновь, как и в 1991 г., ЛДПР находится на полюсе двух расколов — второго и третьего (рис. 58, третий фактор отложен по оси OX). Регрессионный анализ дает два значимых предиктора данной факторной переменной — доля лиц с высшим образованием (положительно связана с КПРФ) и вновь доля русского населения (положительно связана с ЛДПР). Вероятно, речь идет о противопоставлении коммунистической и некоммунистической оппозиции. В этой связи логично, что объединение «Женщины России» также контрастно позиционировано по этому фактору на стороне ЛДПР. Как показывают результаты анализа, на выборах 1993 г. размежевание «власть — не власть» еще не было актуализовано. «Выбор России» и ПРЕС позиционированы по осям разных факторных переменных. «Выбор России» — основная «партия власти» четко позиционирована в идеологическом измерении: отношение к идеологии и отношение к власти еще не разделены. Такое разделение становится более явным в парламентских выборах 1995 г. 148

Рис. 58 0.8

лдпр

0.6

яблоко

0.4 0.2

кпрф

вр рддр

0.0 -0.2

апр

-0.4 -0.6

женщины россии прес

-0.8 -1.0 -0.8

-0.6

-0.4

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

Парламентские выборы 1995 г. Выборы депутатов Государственной Думы 1995 г. стали рекордными по числу участников: всего в избирательные бюллетени было включено 43 партии и объединения. В то же время число парламентских партий (преодолевших заградительный барьер) сократилось почти вдвое. В нижнюю палату по партийным спискам прошли четыре партии и избирательных объединения: лидер кампании КПРФ, проправительственный блок «Наш дом — Россия», ЛДПР и «Яблоко». Более 3 % голосов избирателей, кроме названных выше, получили «Женщины России», преемник «Выбора России» — блок «Демократический выбор России — Объединенные демократы», Партия самоуправления трудящихся (во главе с известным офтальмологом С. Федоровым), Конгресс русских общин А. Лебедя — С. Глазьева, блок «Коммунисты — трудовая Россия — за Советский Союз» и Аграрная партия России. Общие результаты выборов представлены в таблице 43. Уровень партийной фрагментации на этих парламентских выборах усилился во всех сегментах политического спектра. На правом фланге ситуация была далека от консолидации и на прошлых выборах; однако в 1993 г., по крайней мере, выделялась «основная демократическая партия» — «Выбор России». Уход Е. Гайдара из состава правительства, не вполне удачная парламентская тактика, нарастающие разногласия между лидерами демократического движения (прежде всего, по вопросу о войне в Чечне) привели к фактической дезинтеграции бывшей «партии власти». Далеко не всем высокопоставленным чиновникам пришлась по вкусу идея создания «Демократического выбора России» как реальной партийной структуры с иерархической организацией и дисциплиной. В итоге вторая составляющая 149

названия предвыборного блока во главе с Е. Гайдаром — «Объединенные демократы» — оказалась не более чем благим пожеланием. Таблица 43 № 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43

Избирательные объединения Женщины России Держава Дума-96 Преображение Отечества Тихонов — Туполев — Тихонов РОД НУР Федерально-демократическое движение Дело Петра I Межнациональный союз Стабильная Россия Поколения рубежа Мое Отечество За Родину! Общее дело Блок независимых Наш дом — Россия Памфилова — Гуров - В.Лысенко Яблоко Вперед, Россия! «89» «Кедр» ДВР — ОД ПРЕС КПРФ Блок С. Говорухина Ассоциация адвокатов России Нац.-респ. партия России Социал-демократы Власть — народу! КРО Союз труда ЛДПР Блок Джуны Партия самоуправления трудящихся Комм. — Тр.Россия — За Сов.Союз Партия любителя пива Блок Ивана Рыбкина ПЭС Народный Союз Аграрная партия России ХДС Союз работников ЖКХ Против всех 150

Число голосов 3188813 1781233 55897 339654 102039 86422 393513 82948 145704 39592 81285 44202 496276 194254 472615 83742 7009291 1106812 4767384 1343428 40840 962195 2674084 245977 15432963 688496 242966 331700 88642 1112873 2980137 1076072 7737431 323232 2756954 3137406 428727 769259 88416 130728 2613127 191446 97274 1918151

% 4,61 2,57 0,08 0,49 0,15 0,12 0,57 0,12 0,21 0,06 0,12 0,06 0,72 0,28 0,68 0,12 10,13 1,60 6,89 1,94 0,06 1,39 3,86 0,36 22,30 0,99 0,35 0,48 0,13 1,61 4,31 1,55 11,18 0,47 3,98 4,53 0,62 1,11 0,13 0,19 3,78 0,28 0,14 2,77

Кроме ДВР — ОД, в лагере лояльных правящему курсу правых были сформированы еще несколько избирательных объединений, лидерами которых стали выходцы из «Выбора России». К таковым относятся «Вперед, Россия!» Б. Федорова, «Общее дело» И. Хакамады и еще несколько совсем легковесных политических структур («Христианско-демократический союз — христиане России», Федерально-демократическое движение, блок «89»). Ни одной из них не удалось даже приблизиться к 5 %-му барьеру. Среди представителей демократического лагеря, относящихся к проводимому президентом и правительством политическому курсу с той или иной степенью критичности, дезинтеграционные процессы также усилились. От оставшегося на позициях «демократической альтернативы» «Яблока» отошла значительная часть его «формальных основателей» — представителей РПРФ и СДПР. Лидер РПРФ В. Лысенко вступил в альянс с двумя относительно известными политиками, экс-министром социальной защиты населения Э. Панфиловой и «борцом с коррупцией» А. Гуровым, создав предвыборный блок «Памфилова — Гуров — Лысенко». СДПР попыталась создать блок «Вера, труд, совесть», который не был допущен к участию в выборах. Наконец, самостоятельное участие в кампании приняла Партия экономической свободы К. Борового, критиковавшая правящий режим с радикально демократических позиций. РДДР Г. Попова вступило в союз с Социал-демократическим союзом и образовало блок «Социал-демократы». На противоположном — левом фланге политического спектра фрагментация также несколько усилилась. Список левых партий и избирательных объединений, ранее представленный КПРФ и АПР, пополнили «Власть — народу!» во главе с участником президентской гонки 1991 г. Н. Рыжковым и созданный на базе Российской коммунистической рабочей партии блок «Коммунисты — Трудовая Россия — За Советский Союз!». В то же время, ситуация на левом фланге существенно отличалась от ситуации на правом. Среди консерваторов имелся явный лидер — Коммунистическая партия Российской Федерации. Как пишет Г. Голосов, «в результате выборов 1993 г. КПРФ настолько укрепила свой имидж «настоящей» коммунистической партии, что для носителей коллективных стимулов к активизму стало критически важно оставаться в ее рядах. В то же время превращение КПРФ в одну из крупнейших парламентских фракций, а ее руководства — в часть политического истеблишмента, существенно повысили роль селективных стимулов в организационном развитии партии» 170. К выборам 1995 г. КПРФ подошла с уже вполне оформленными идеологическими установками. Кроме собственно левой риторики, все большую роль в идеологии КПРФ начинает играть тема «национального возрождения», понимаемая в «державно-патриотическом» духе. Политический и экономический курс правительства все больше критикуется как «национальное предательство», выдвигается требование прихода к власти «патриотических» сил. «Важное место в риторике Зюганова заняло представление о том, что и Советский Союз, и Российская империя — это реинкарнации социокультурного 151

единства, характеризующегося общностью, патриотизмом и эгалитаризмом» 171. Таким образом, вполне очевиден национально-патриотической дрейф идеологии КПРФ; перспективность этой ниши стала вполне очевидна после успеха ЛДПР в 1993 г. На собственно националистическом фланге ЛДПР утрачивает монопольное положение. Наиболее значительным электоральным проектом среди «бросивших вызов» победителям прошлой парламентской кампании стало создание Конгресса русских общин. Ключевыми фигурами в нем стали отставной генерал А. Лебедь, приобретший известность энергичными действиями в Приднестровье, экономист умеренной лево-патриотической ориентации С. Глазьев (выходец из ДПР Н. Травкина) и влиятельный представитель ВПК Ю. Скоков, глава Союза товаропроизводителей. Ясной и отчетливой программы КРО, по существу, не имело; вполне акцентированы были лишь идеи «возрождения Великой России». От ЛДПР КРО отличала попытка апеллировать не только к этническим русским: «державность» в его идеологии перевешивала «этничность». Собственно избирательная кампания строилась в «политтехнологическом» ключе, с опорой на продвижение имиджа лидеров Конгресса через средства массовой информации. Среди других проектов «национально-патриотического» плана следует назвать движение бывшего вице-президента РФ А. Руцкого «Держава», делавшего акцент на «православно-духовный» комплекс ценностей. Однако движение оказалось слабым в организационном отношении; существенный урон (особенно в контексте декларируемых ценностей) был нанесен ему скандалами с включением в список представителей криминальных групп. Для кампании 1995 г. характерно также обилие «центристских» проектов, в подавляющем своем большинстве отличавшихся крайней невнятностью идеологии и программатики. Ни одна из партий центристской направленности не сумела преодолеть пятипроцентный барьер в силу отсутствия артикулированного спроса на «центризм» со стороны избирателей (невзирая на его популярность в элите; представители элиты так и не сформировали ясного понимания сути центристского позиционирования). Среди участников выборов в этом сегменте можно назвать левоцентристский «Избирательный блок Ивана Рыбкина», спикера нижней палаты парламента в 1993–1995 гг., «Профсоюзы и промышленники России — Союз труда» (лидеры профсоюзов плюс А. Вольский), два проекта депутата ГД А. Волкова — «Блок Джуны» и «Дело Петра I», «Преображение Отечества» свердловского губернатора Э. Росселя и ряд других. Относительно успешными центристскими проектами можно назвать лишь движение «Женщины России», которому не хватило менее полпроцента, чтобы повторить успех 1993 г., и Партию самоуправления трудящихся, созданную известным офтальмологом Святославом Федоровым (3,98 %). Идеология последней представляла собой сложную смесь корпоративизма, социализма и либерализма. Интересны попытки, хоть и неудачные, создать блоки с ярко выраженной «связывающей» стратегией вне идеологического поля. В частности, отчет152

ливо прослеживается стремление некоторых элитных групп артикулировать религиозные размежевания. Так, в выборах приняли участие Союз мусульман России, Общероссийское мусульманское общественное движение «Нур» и уже названные христианские демократы. Впрочем, все они оказались очень далеки от успеха. Наконец, несколько слов об одном из наиболее крупных электоральных проектов того политического сезона — движении «Наш дом — Россия» во главе с новым премьер-министром В. Черномырдиным. Применительно к выборам 1993 г. мы, основываясь на подходе Г. Голосова, не выделяли проправительственные партии из общего сегмента правых политических сил. Факторный анализ продемонстрировал, что это было оправдано: ключевая «партия власти» в лице «Выбора России» оказалась четко позиционирована именно в идеологическом, а не во «властном» поле. Однако в 1995 г. попытка власти создать «деидеологизированную» партию консолидирующего типа, своего рода электоральную машину для мобилизации поддержки проводимого политического курса приобрела гораздо более ясные очертания. НДР строилась как партия, соединяющая ресурсы государственной власти и частного капитала 172. «Демократическая» составляющая отошла на второй, если не на третий план даже по сравнению с идеологией ПРЕС в 1993 г. На первое место вышли довольно расплывчатые ценности «парадного» уровня, ключевым словом стала «стабильность». Однако и в лагере «партии власти» единства не наблюдалось. Так, частично функции «партии власти», хотя и в очень урезанном объеме, продолжал нести «Демократический выбор России». С. Шахрай вновь выставил список Партии российского единства и согласия. Еще две проправительственные электоральные структуры — «Дума–96» и «Стабильная Россия» были созданы лояльными депутатами парламента. Кроме того, на роль «левого крыла» партии власти претендовал уже названный блок И. Рыбкина. В результате 5%-ный барьер удалось преодолеть только НДР. Обратимся к результатам эмпирического анализа итогов выборов. С целью приближения распределения переменных к нормальному было удалено два случая: Чеченская республика, формирующая «перекос» в распределении поддержки НДР, и Агинский (Бурятский) АО, формирующий перекос в распределении поддержки АПР (рис. 59). Рис. 59 Распределение НДР

Распределение АПР

NDR

APR

30

30

20

20

10

10

0

0 2.5

7.5

5.0

12.5

10.0

17.5

15.0

22.5

20.0

27.5

25.0

32.5

30.0

37.5

35.0

42.5

40.0

48 % — Чеченская республика

47.5

0.0

45.0

4.0 2.0

8.0 6.0

12.0

10.0

16.0

14.0

20.0

18.0

24.0

22.0

28.0

26.0

32,3 % — Агинский (Бурятский) АО 153

32.0

30.0

При сохранении в модели 11 переменных — КПРФ, АПР, КРО, ПСТ, КТР-СССР, ДВР, ЖР, НДР, «Яблоко», ЛДПР, «Против всех», 173 она становится перегруженной. Для достижения удовлетворительного качества приходится оставлять пять факторных переменных, что затрудняет содержательный анализ («рыхлость» факторного отображения непосредственно отражает фрагментарность и слабую структурированность партийного спектра на этих выборах). Поэтому было решено несколько «разгрузить» модель за счет партий, чья позиция в идеологическом и властном измерениях слабо идентифицируема. Таковыми стали не прошедшие в парламент «центристские» проекты: «Женщины России» и Партия самоуправления трудящихся. Для девяти переменных получена модель с четырьмя главными компонентами и общей объяснительной силой 76,5 % вариации. Собственные значения приведены в таблице 44. Таблица 44 Собственное значение

% общей вариации

Суммарное значение

% Сумм. вариация

1

2,704783

30,05314

2,704783

30,05314

2

1,767494

19,63883

4,472277

49,69197

3

1,462818

16,25354

5,935095

65,9455

4

0,975888

10,8432

6,910983

76,7887

Получены следующие матрица факторного отображения и ее двух- и трехмерные геометрические представления (таблица 45 и рис. 60). Таблица 45 Ф1

Ф2

НДР (NDR)

Переменные

–0,20573

–0,66163

–0,54903

Ф3

–0,01101

Ф4

Яблоко (YABL)

–0,78084

0,008576

0,192891

–0,22931

ДВР (DVR)

–0,54301

–0,5414

0,23446

0,169205

КПРФ (KPRF)

0,665185

–0,11184

0,646663

0,227197

КРО (KRO)

–0,45277

0,120762

0,482206

–0,56224

ЛДПР (LDPR)

0,034224

0,850989

–0,06792

0,271456

КТР-СССР (KTR)

0,592011

0,141731

–0,11685

–0,64984

АПР (APR)

0,664425

–0,21726

–0,38711

–0,17553

Против всех (Protiv)

–0,56331

0,466897

–0,50038

0,005472

Объясненная вариация

2,704783

1,767494

1,462818

0,975888

От всей вариации

0,300531

0,196388

0,162535

0,108432

154

Рис. 60 1.0

лдпр

0.8 0.6

против всех

0.4

коммунисты - ссср

кро

0.2

яблоко 0.0

кпрф апр

-0.2 -0.4

двр ндр

-0.6 -0.8 -1.0

-0.8

-0.6

-0.4

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

фактор 3

кпрф

0.8 0.6

кро лдпр коммунисты-ссср

0.4 0.2

яблоко

0.0 -0.2 -0.4

двр

апр

против всех

-0.6 1.0 0.8 0.6 0.4 0.2 0.0 -0.2 -0.4 -0.6 -0.8

фактор 2

ндр 0.8 0.6 0.4 0.2 0.0 -0.2 -0.4 -0.6 -0.8 -1.0

фактор 1

Прежде всего, бросается в глаза высокая структурная устойчивость первой факторной переменной на временном отрезке 1993–1995 (также отчетливо прослеживается преемственность и по отношению к 1991 г.). По существу, по первому фактору мы наблюдаем раскол, идентичный ключевому расколу предыдущих парламентских выборов: «левый консерватизм» — «правый реформизм». Плотный кластер на левом полюсе первой главной компоненты образуют КПРФ, АПР и «Коммунисты — Трудовая Россия — за СССР». Ту же картину, за вычетом К — ТР — СССР, мы видели в факторном пространстве выборов 1993 г. Структурную оппозицию кластеру левых партий образует «Яблоко» и, в меньшей степени, ДВР — ОД. Тезис о структурной преемственности выборов 1995 г. по отношению к предыдущей парламентской кампании целиком подтверждают данные рег155

рессионного анализа. Напомним, что перечень сильных предикторов для первого фактора на выборах Госдумы первого созыва составили переменные 1) демографическая нагрузка; 2) доля городского населения; 3) число компьютеров на 100 рабочих мест. В 1995 г. данный перечень в точности воспроизводится. Более того, бета-коэффициенты независимых переменных очень близки по своим значениям. Регрессионная статистика для выборов депутатов ГД в 1995 г. такова: R²=0,61, F=32,5 значимо на уровне p<0,00000.., стандартная ошибка 0,64. Бета-коэффициенты (таблица 46) 174. Таблица 46 BETA

t

p-level

Компьютеры на 100 рабочих мест

–0,2888

–3,59376

0,00..

Городское население

–0,44586

–6,34929

0,00..

Демографическая нагрузка

0,757026

5,760343

0,00..

Таким образом, на лево-консервативном фланге находятся регионы с большей долей сельского населения, избирателями старшего возраста, меньшим инновационным развитием. Вполне характерно, что на рис. 61, где отображено геометрическое представление регионов в пространстве первых двух факторных переменных, на полюсах первой главной компоненты находятся две столицы и Усть-Ордынский (Бурятский) АО. Рис. 61 2.5

магаданская коми-пермяцкий корякия нао эвенкия псковская камчатка таймыр

1.5

0.5

мурманская ярославская янао

чувашия осетия кчрусть-ордынский

-0.5

московская татар. тува

-1.5

башкирия

санкт-петербург -2.5

москва

ингушетия

-3.5

-4.5 -3.5

дагестан

-2.5

-1.5

-0.5

156

0.5

1.5

2.5

На полюсах второй структурной оппозиции находятся ЛДПР и НДР; в 1993 г. второй фактор формировали ЛДПР и ПРЕС. Здесь также преемственность налицо: партия В. Жириновского противостоит «партии власти» (в 1993 г. — «дублирующей», в 1995 г. — «основной»). Электоральной базой ЛДПР являются русские регионы, особенно на Дальнем Востоке и на севере; ПРЕС и НДР завоевывают поддержку в большей мере на национальных территориях. Общими для ПРЕС и НДР стали и механизмы электоральной мобилизации, среди которых на первом месте — административная мобилизация элит в регионах с контролируемым голосованием. В геометрическом представлении регионов большой кластер дальневосточных и северных территорий (Магаданская область, Коми-Пермяцкий АО, Приморский край, Корякский, Ненецкий, Таймырский, Эвенкийский АО, Камчатская и Сахалинская области) противостоит Ингушетии и Дагестану. Регрессионный анализ второго фактора и для 1993 г., и для 1995 г. показывает значимость предикторов «доля русского населения», «уровень рождаемости» 175 и «продолжительность жизни». Они также фиксируют различия между электоральной базой НДР — национальными регионами (не только кавказскими, но и богатыми нефтегазовыми провинциями) и русскими Дальним Востоком и Севером в качестве «оплота» ЛДПР. В то же время в 1995 г. больший вес обретает предиктор «доля лиц с высшим образованием» (отрицательно связан с факторной переменной; другими словами, электорат НДР составили более образованные люди по сравнению с ЛДПР). Существует несколько подходов к комплексной интерпретации второй факторной переменной. Так, С. Чугров считает, что она отражает предпочтения избирателей по отношению к двум противостоящим типам политической элиты: «традиционной», «номенклатурной» элиты, олицетворяемой движением «Наш дом — Россия», и «новой», «нетрадиционной» элиты, ярким представителем которой является лидер ЛДПР 176. В то же время возможно и другое объяснение. В основе данного раскола лежит уровень конформизма в восприятии власти. В России он традиционно наиболее высок в национальных регионах и регионах хорошими показателями уровня жизни (в ряде случаев территория может принадлежать сразу к обеим группам: например, Ханты-Мансийский и Ямало-Ненецкий автономные округа). Наименее типичны конформистские настроения как раз для группы сибирских и дальневосточных территорий. Уровень конформизма в восприятии власти отражает, таким образом, два разные вещи: а) традиционную составляющую политической культуры и б) уровень адаптированности к происходящим переменам. В этой связи характерно, что социологические исследования того времени показывают, что электорат НДР и электорат ЛДПР наиболее существенным образом отличается именно по уровню адаптированности к происходящим в стране переменам. Интересны следующие данные (таблица 47) 177. 157

Таблица 47 Объединение КПРФ ЛДПР НДР Яблоко

Возраст

Уровень образования 2 2,1 2,2 2,4

4,5 3,5 3,7 3,3

Уровень адаптированности 2,7 2,9 3,6 3,1

Если принять гипотезу о том, что в основе раскола по второй факторной переменной лежит противоречие конформистского и не конформистского восприятия власти, мы можем констатировать появление в электоральном пространстве парламентских выборов 1995 г. нового измерения, а именно «властного» измерения. Пока что оно выражено довольно слабо, и сам факт его существования небесспорен. Таким образом, ключевыми измерениями электорального пространства в 1995 г. являются проблемно-идеологический раскол на «левых консерваторов» и «правых реформаторов», который дополняется назревающим размежеванием по линии отношения к власти 178.

Президентские выборы 1996 г. Выборы президента 1996 г. стали, вероятно, самым значительным событием политической истории России последнего десятилетия прошлого века. Фактически, в борьбе за ключевой государственный пост решался вопрос о стратегическом векторе дальнейшего развития страны. Хотя в выборах приняли участие десять кандидатов, контуры ключевой «электоральной дуэли» просматривались с самого начала. Ключевыми претендентами на «главный приз» были действующий президент РФ Б. Ельцин и лидер Коммунистической партии Российской Федерации Г. Зюганов, которые и вышли во второй тур выборов (единственный второй тур выборов в современной российской истории). В первом же туре компанию им составили: глава ЛДПР В. Жириновский, депутат Госдумы, отставной генерал А. Лебедь, лидер «Яблока» Г. Явлинский, офтальмолог и предприниматель С. Федоров, крупный бизнесмен В. Брынцалов, Ю. Власов, первый (и последний) президент СССР М. Горбачев, М. Шаккум. Оказать влияние на итоговый расклад голосов имели шансы лишь первые трое. Также в бюллетене имелась позиция «против всех». Общие результаты голосования представлены в таблице 48. Для властвующей элиты результаты президентских выборов 1996 г. играли, без преувеличения, витальную роль. Как следствие, в этой кампании, пожалуй, впервые прослеживается абсолютно четкая, последовательная и консолидированная стратегия властной элиты. При этом данная стратегия 158

предусматривала не только продвижение инкумбента, но и в не меньшей степени она была нацелена на «форматирование» всего пространства электорального выбора для максимизации результата Б. Ельцина. Таблица 48 № 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10

Кандидаты Брынцалов В.А. Власов Ю.П. Горбачев М.С. Ельцин Б.Н. Жириновский В.В. Зюганов Г.А. Лебедь А.И. Федоров С.Н. Шаккум М.Л. Явлинский Г.А. Против всех кандидатов

16 июня Число голосов % 123065 0,16 151282 0,20 386069 0,51 26665495 35,28 4311479 5,70 24211686 32,03 10974736 14,52 699158 0,92 277068 0,37 5550752 7,34 1163921 1,54

3 июля Число голосов

%

40202349

53,82

30104589

40,31

3603760

4,82

Среди ключевых элементов этой стратегии следует отметить стремление к редукции размерности электорального пространства до одного измерения — линейного континуума «за реставрацию (советского строя в той или иной форме) — за демократию и рынок». При этом представляемый Г. Зюгановым полюс реставрации окрашивался, разумеется, в максимально мрачные тона: характерна в этом плане листовка «Купи еды в последний раз». Как справедливо отмечает Б. Макаренко, «президентская кампания восстановила биполяризацию общества по линии «реформа — реставрация», присущую ранним годам посткоммунистического развития и проявившуюся на выборах президента 1991 и референдуме апреля 1993» 179. При этом, вопреки точке зрения все того же Б. Макаренко 180, для президентских выборов по системе абсолютного большинства для первого тура поляризация не характерна; она естественным образом происходит лишь во втором туре. «Естественная поляризация» и, следовательно, одномерное пространство выбора типичны для системы относительного большинства (см. примеры с голосованием в США в предыдущих разделах). При двухтуровой системе же «электоральное предложение» многовекторно. В рассматриваемой нами кампании 1996 г., кроме вышеназванной базовой альтернативы, присутствовал выраженный «национал-патриотический» идеологический сегмент (В. Жириновский, А. Лебедь), «демократическая альтернатива» (Г. Явлинский), социал-демократические установки (М. Горбачев, С. Федоров). Поэтому справедливо говорить об усилиях властной элиты по виртуальной редукции электорального пространства, сужению спектра воспринимаемых избирателем альтернатив. Технологически эта стратегия была реализована, прежде всего, методом «от противного». Основная смысловая нагрузка тех информационных «импульсов», которые формировал штаб Б. Ельцина, приходилась на дискредитацию «полюса 159

реставрации», представляемого Г. Зюгановым. Доминантой кампании стало представление олицетворяемого лидером КПРФ курса как «наибольшего зла». При этом он практически не подвергался критике в личностном плане; более того, явно прослеживалось стремление вообще «выхолостить» из кандидата КПРФ личностное начало, представить его как «неодушевленную функцию вектора реставрации». Напротив, в образе Б. Ельцина акцентировались «человеческие качества», ему придавалась эмоциональная теплота. Таким образом, «базовая альтернатива» в восприятии избирателей приобретала не только рациональную, но и эмоциональную полярность. Успеху такой стратегии немало способствовала креативно и технологически слабая кампания лидера коммунистов. Посмотрим, как эта стратегия находит отражение в структурировании факторного пространства президентских выборов. В анализ были включены переменные, отражающие поддержку кандидатов, получивших в итоге более 3 % голосов, а также позиция «против всех». Все они обладают нормальным распределением, и в чистке выбросов не было необходимости. Для шести переменных (поддержка Б. Ельцина, Г. Зюганова, А. Лебедя, В. Жириновского, Г. Явлинского, «против всех») получена модель с тремя главными компонентами и общей объяснительной силой 83 % вариации. Собственные значения представлены в таблице 49. Таблица 49 Собственное значение 1 2,520792 2 1,62099 3 0,838288

% общей вариации 42,0132 27,0165 13,97147

Суммарное значение 2,520792 4,141782 4,98007

% Сумм. вариация 42,0132 69,02969 83,00117

Матрица факторного отображения и ее двух- и трехмерные геометрические представления выглядят следующим образом (таблица 50 и рис. 62). Таблица 50 Переменные Б. Ельцин (YELTS) В. Жириновский (JIRIN) Г. Зюганов (ZUGAN) А. Лебедь (LEBED) Г. Явлинский (YAVL) Против всех (Protiv) Объясненная вариация От всей вариации

Ф1 0,492174 0,525945 –0,895 0,406283 0,664062 0,771278 2,520792 0,420132 160

Ф2 –0,83867 0,647373 0,358544 0,586961 0,062435 0,146836 1,62099 0,270165

Ф3 0,019805 0,389607 0,172011 –0,59554 –0,27768 0,474072 0,838288 0,139715

Рис. 62 0.8

жириновский лебедь

0.6 0.4

зюганов против всех явлинский

0.2 0.0 -0.2 -0.4 -0.6

ельцин

-0.8 -1.0 -1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

фактор 3 жириновский против всеx

0.6 0.4 0.2

зюганов

0.0 -0.2

явлинский лебедь ельцин

-0.4 -0.6 0.8 0.6 0.4 0.2 0.0 -0.2 -0.4 -0.6 -0.8 -1.0

фактор 2

-1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

фактор 1

На рисунке мы видим представление хорошо структурированной факторной оппозиции «Г. Зюганов — все остальные кандидаты». По оси первого фактора все участники выборов, кроме лидера КПРФ, практически не различимы. Она напоминает геометрическое представление президентских выборов 1991 г., только тогда в позиции структурного доминирования находился Б. Ельцин. Выше мы утверждали, что в общем случае структурное доминирование увеличивает шансы кандидата на победу (как это и произошло с Б. Ельциным в 1991 г.). Однако здесь необходимо сделать поправку на количество туров. В системе относительного большинства либо при преодолении 50%-ой отметки в системе абсолютного большинства в первом туре, структурное доминирование характерно для победителя. Однако в том 161

случае, если кампания переходит ко второму туру, позиция структурного доминирования начинает работать против того, кто ее занимает. Это объясняется следующим образом. Между первым и вторым туром происходит перераспределение поддержки от выбывших кандидатов к двум оставшимся в кампании лидерам. Вполне естественно, что голоса передаются легче тому кандидату, который находится на том же полюсе базовой структурной оппозиции, «по одну и ту же строну» наиболее принципиального размежевания. Голоса наиболее крупных «держателей электората» — прежде всего А. Лебедя, Г. Явлинского и (в меньшей степени) В. Жириновского — распределились между Б. Ельциным и Г. Зюгановым явно в пользу первого (действующий президент прибавил во втором туре почти 20 % голосов, тогда как его оппонент — лишь около 8 %). Также следует особо отметить, что в первом туре электоральное пространство, несмотря на хорошую структурированность по линии «базового выбора», в действительности не было одномерным. Обратим внимание на таблицу собственных значений факторов. Первая главная компонента объясняет 42 % общей вариации — то есть менее половины. И это при том, что в анализ были включены только пять кандидатов из десяти (при включении всех кандидатов собственное значение первого фактора падает до 35 %). Совершенно четко выделяется влиятельный (27 % вариации) второй фактор, на полюсах которого противостоят друг другу Б. Ельцин и «националпатриотическая альтернатива» — А. Лебедь и В. Жириновский. Также примечательно, что Б. Ельцин в первом туре не обладает крайним, то есть самым высоким положительным значением по оси первого фактора. Рассмотрим результаты факторного анализа итогов первого и второго тура одновременно. Для этого дополним исходные шесть переменных еще тремя: поддержка Б. Ельцина во втором туре, поддержка Г. Зюганова во втором туре и голосование «против всех» во втором туре. Геометрическое представление первых двух компонент в факторном пространстве имеет вид (рис. 63). Стрелками показано «движение» кандидатов в факторном пространстве от первого тура ко второму. Несмотря на то, что векторы смещения незначительны, все же следует обратить внимание на один нюанс. Точка, соответствующая поддержке Б. Ельцина, движется не только «вниз», но и в сторону полюса первой компоненты. Во втором туре увеличение поддержки Б. Ельцина, таким образом, сопровождается усилением контрастности его позиционирования в факторном пространстве. О каких-то общих закономерностях пока говорить рано, но само по себе это наблюдение представляется интересным. Регрессионный анализ первой главной компоненты (мы возвращаемся к данным первого тура, рис.62) позволяет создать модель с объяснительной силой более 50 % вариации: R²=0,58; F-отношение 38,32 значимо на уровне p<0,0000.., стандартная ошибка оценки составляет 0,65. Бета-коэффициенты приведены в таблице 51. 162

Рис. 63 0.8 0.6

ельцин ельцин2

0.4 0.2

зюганов

0.0

явлинский

-0.2 -0.4

зюганов2

против всеx

-0.6

лебедь против2 жириновский

-0.8 -1.0 -1.1

-0.7

-0.3

0.1

0.5

0.9

1.3

Таблица 51 BETA

t

p-level

Городское население

0,272531

3,782134

0,00..

Демографическая нагрузка

–1,19946

–9,9472

0,00..

Таким образом, перечень ключевых предикторов для первой факторной переменной практически полностью (за исключением «инновационного» показателя «число компьютеров на 100 рабочих мест) воспроизводит аналогичный перечень 1993 и 1995 гг. По-прежнему на полюсе «реставрации» (лево-консервативном) находятся менее урбанизированные регионы с более старшим по возрасту электоратом, на «право-реформаторском» — наоборот. Регрессионный анализ второго фактора, на полюсах которого Б. Ельцин, с одной стороны, и В. Жириновский и А. Лебедь, с другой, дает модель с даже несколько большей объяснительной силой — на уровне 70 % вариации. R²=0,69; F-отношение 37,45 значимо на уровне p<0,0000.., стандартная ошибка оценки составляет 0,53. Бета-коэффициенты даны в таблице 52. Таблица 52 BETA

t

Доля лиц с высшим образованием

–0,2697

–3,5963

0,00..

Доля русского населения

0,44312

4,133332

0,00..

Продолжительность жизни

–0,24307

–3,41417

0,00..

Рождаемость

–0,68641

–5,822

0,00..

163

p-level

Итак, мы вновь имеем ситуацию преемственности предикторов по отношению к предыдущим выборам. По сравнению с 1995 г. из пяти предикторов сохранили свои позиции ключевых четыре (высшее образование, русское население, продолжительность жизни, рождаемость), по сравнению с 1991 и 1993 гг. — два (русское население, рождаемость). Структуру раскола на одном из полюсов в каждом случае образует ЛДПР (В. Жириновский на президентских выборах). Второй полюс в трех выборах из четырех (1993, 1995, 1996) формирует «партия власти» или ее кандидат: ПРЕС в 1993, НДР в 1995 и Б. Ельцин в 1996. В геометрическом представлении регионов по оси второго фактора наблюдается противостояние дальневосточных и северных территорий национальным регионам (опять же, некоторым, хотя и не полным исключением являются первые президентские выборы). Таким образом, все больше оснований говорить о том, что второй фактор включает в себя два значимых элемента: уровень конформизма по отношению к власти и отношение к национал-патриотической альтернативе. Кстати, группа дальневосточных и северных территорий занимает в 1996 г. полярные позиции по оси обоих факторов (см. рис. 64). Здесь неплохо поддержали как Б. Ельцина, так и В. Жириновского и Г. Явлинского. Эта группа территорий выступила своего рода «флагманом некоммунистического выбора». В то же время Москва и Санкт-Петербург, ранее четко позиционировавшиеся на полюсе первого фактора, на этих президентских выборах тяготеют ко второму. Для двух столиц наибольшее значение имел не просто «некоммунистический выбор», но конкретно поддержка Б. Ельцина. Рис. 64 2.5

псковская приморье кемеровская ивановскаямагаданская смоленская ставрополье сахалинская адыгея камчатская орловская мурманская осетия нао чувашия архангельская карелия кчр корякия

1.5

0.5

-0.5

дагестан якутия санкт-петербург свердловская ингушетия

кбр

-1.5

калмыкия тува

-2.5

москва чечня

-3.5 -3.5

-2.5

-1.5

-0.5

164

0.5

1.5

2.5

Третий фактор «разводит по полюсам» представителей «национальнопатриотической» альтернативы, практически не различимых в пространстве первых двух компонент: В. Жириновского и А. Лебедя. Вероятнее всего, речь идет о неких различиях в имидже двух кандидатов: построить регрессионную модель удовлетворительного качества в данном случае не удалось. Впрочем, третий фактор объясняет лишь 13 % общей вариации переменных.

Парламентские выборы 1999 г. Электоральный цикл 1999–2000 гг. можно считать в значительной мере переломным для российского электорального процесса: именно в его рамках начинается существенная перестройка ключевых структур пространства политического выбора. Число партий и общественных объединений — участников кампании 1999 г. существенно сокращается по сравнению с предыдущими выборами депутатов Государственной Думы: с 43 до 26. При этом число парламентских партий увеличилось с четырех до шести. Общие итоги выборов приводятся в таблице 53. Выборы 1999 г. — редкий пример хотя бы относительной консолидации правых политических сил. Если предыдущая парламентская кампания отмечена процессами активного распада бывшей «партии власти» — «Выбора России» на множество структур разного электорального калибра, то в 1999 г. происходит своеобразная реинкарнация этой структуры в рамках «Союза правых сил». Последний стал результатом договоренностей между рядом видных деятелей демократического движения: Е. Гайдара, И. Хакамады, Б. Немцова и др. Во время избирательной кампании СПС, кроме собственно «базовых демократических ценностей», делал особый упор на поддержку В. Путина в качестве кандидата в президенты. В то же время, по-прежнему самостоятельную позицию занимает партия «Яблоко», сохраняя значительную дистанцию как по отношению к «коллегам» по либеральному лагерю, так и по отношению к власти. И «Яблоко», и СПС, впрочем, на тот момент сумели преодолеть заградительный барьер. Сделать этого не удалось третьему, значительно более скромному либеральному проекту — «Консервативному движению России». На левом фланге происходит количественное увеличение участников при качественном сохранении status quo — фактической монополии КПРФ. Более того, они даже несколько усилились за счет вхождения в список КПРФ представителей Аграрной партии России (прошлые выборы, в отличие от выборов 1993 г., продемонстрировали неэффективность самостоятельного участия АПР в кампании). В качестве союзника КПРФ на выборах выступило Общероссийское политическое движение «В поддержку армии», возглавляемое видным коммунистом В. Илюхиным, — оно решало задачи тактического плана. 165

Таблица 53 N 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26

Наименование избирательного объединения (блока) Консервативное движение России Российский общенародный союз «Женщины России» «Сталинский блок — за СССР» Объединение «ЯБЛОКО» «Коммунисты, трудящиеся России — за Советский Союз» «Мир. Труд. Май» «Блок генерала Андрея Николаева, академика Святослава Федорова» Всероссийское общественно-политическое движение «Духовное наследие» Конгресс Русских Общин и Движение Юрия Болдырева Партия Мира и Единства Российская партия защиты женщин Межрегиональное движение «Единство» («МЕДВЕДЬ») Социал-демократы Общероссийское политическое движение «В поддержку армии; БЛОК ЖИРИНОВСКОГО «За гражданское достоинство» «ОТЕЧЕСТВО — ВСЯ РОССИЯ» Коммунистическая партия Российской Федерации Русское Дело Всероссийская политическая партия народа Союз правых сил ВОПД «Наш дом — Россия» Социалистическая партия России Партия пенсионеров Русская социалистическая партия Число голосов избирателей, поданных против всех федеральных списков кандидатов

Голосов «За»

%%

87658 245266 1359042 404274 3955611 1481890

0,13 0,37 2,04 0,61 5,93 2,22

383332 371938

0,57 0,56

67417

0,10

405298

0,61

247041 536022 15549182

0,37 0,80 23,32

50948 384404

0,08 0,58

3990038 402754 8886753 16196024

5,98 0,60 13,33 24,29

111802 69695 5677247 790983 61689 1298971 156709 2198702

0,17 0,10 8,52 1,19 0,09 1,95 0,24 3,30

Играть на левом поле пытались еще три предвыборных структуры: «Сталинский блок — за СССР», «Коммунисты, трудящиеся России — за Советский Союз» и «Партия Мира и Единства» С. Умалатовой. Часть из них расходилась с Г. Зюгановым по принципиальным идеологическим соображениям, однако в основном наблюдатели видели подоплекой их участия в выборах стремление властных структур «расколоть» коммунистический электорат. Последнее, в прочем, не удалось: КПРФ стала победителем списочной кампании с 24,3 % голосов, тогда как все остальные левые, вместе взятые, получили лишь 3,7 %. Отчасти ситуацию на левом фланге напоминает ситуация в национальнопатриотическом лагере. Здесь также наблюдается «количественное» много166

образие при наличии одной единственной весомой политической силы, которой остается ЛДПР. Выступая в данных выборах под названием «Блок Жириновского» 181, ЛДПР собрала 6 % голосов из 7,2 % полученных всеми национал-патриотическими объединениями суммарно. Другими словами, четыре других участника — «Российский общенародный союз», Всероссийское общественно-политическое движение «Духовное наследие», «Конгресс Русских Общин и Движение Юрия Болдырева» и блок «Русское Дело» получили лишь 1,2 % голосов на всех. Принципиальное отличие, в то же время, заключается в общем сжатии национально-патриотической электоральной ниши (по разным подсчетам, она сократилась за четыре года на 12–15 %), тогда как электорат левых оставался стабильным. О причинах и логике этого процесса мы поговорим несколько позже. По-прежнему крайне аморфной, с одной стороны, и перенасыщенной конкурентами, с другой, остается центристская ниша. По существу, единственным критерием отнесения пестрой группы объединений и партий к «центру» является невозможность причислить их к какому-либо иному, более идеологически определенному сегменту. В 1999 г. набирается с десяток участников электорального процесса, которых можно отнести по этому принципу к центру, что не умаляет их «разношерстности». Так, часть «центристов» было представлено партиями, пытающимися реализовать «связывающую» стратегию: уже знакомые нам «Женщины России», к которым добавились «Российская партия защиты женщин» и «Партия пенсионеров». Один блок стремился мобилизовать поддержку за счет сравнительно известных лидеров — «Блок генерала Андрея Николаева, академика Святослава Федорова». Три объединения апеллировали к ностальгии по социалистической эпохе, используя в своих названиях референтные понятия: «Мир. Труд. Май», «Социалистическая партия России» и «Русская социалистическая партия». Совсем уж трудно понять тактику создателей «Всероссийской политической партии народа» и движения «За гражданское достоинство». Наконец, в выборах принял участие блок «Социал-демократы», который, как и «Женщины России», фигурировал среди «центристов» в 1995 году. Совокупно десять партий и объединений центристской ориентации получили 7 % голосов, — в среднем, менее чем по одному проценту «на брата». Лучший показатель у «Женщин России» — 2,4 %. Наиболее интересная ситуация в парламентской кампании 1999 г. складывается в сегменте «партий власти». Множественное число не случайно; уникальность этих выборов во многом обусловлена именно острейшей электоральной конкуренцией противоборствующих элитных групп. Формирование раскола во властной элите началось задолго до парламентской кампании, и в долгосрочном плане было связано с неизбежным уходом Б. Ельцина с поста президента (как тогда казалось, только в середине 2000 г.). Своего рода катализатором этих процессов стал дефолт 1998 г., после которого во главе правительства при широкой поддержке в целом оп167

позиционного парламента встал Е. Примаков. Эта фигура, пользующаяся поддержкой влиятельных лидеров и обладающая популярностью среди населения, оказалась потенциальным центром консолидации широких кругов политической элиты в противовес собственно властной группе во главе с Б. Ельциным. Как пишет Л. Бызов, «произошел распад прежней “партии власти”: президент Б. Ельцин и его окружение, близкое к радикальным реформаторам, одновременно с участием некоторых олигархических структур противостоят остальной “партии власти” 182. Таким образом, сформировался раскол по линии «властная группа — политическая элита», который был транслирован в публично-политическую сферу во время кампании 1999 г. Вот что пишет по этому поводу В.С. Авдонин: «В силу целого ряда причин эта группа (правящая — А.А.) столкнулась с растущей коалицией элитных акторов, направленной на ее устранение в ходе избирательного цикла при сохранении в то же время некоторых базисных характеристик существующего режима. Эта ситуация привела к расколу “центра” (центральной политической элиты), но не по линии “режим — оппозиция”, а по линии “правящая группа — политическая элита”. Последняя образовала альтернативный центр элитной консолидации с характерными признаками “партии власти”, вокруг которого могли быть агрегированы голоса “властного” электората. Но за эту же “властную” позицию должна была бороться и правящая группа. Не случайно, что в ходе думской кампании наиболее жесткая борьба развернулась, как и предсказывалось, именно в этом “секторе” электорального пространства, где конкурировали сразу две “партии власти”» 183. Элитная группа, лидерами которой выступали Е. Примаков и Ю. Лужков при поддержке значительной части лидеров национальных регионов, получила электоральное представительство в виде объединения «Отечество — Вся Россия» (ОВР). Властной группой был реализован проект «Межрегиональное движение «Единство» («Медведь»), который возглавил популярный глава Министерства по чрезвычайным ситуациям С. Шойгу. Обе партии не отличались внятным идеологическим позиционированием; причем, если у ОВР еще были попытки представить обществу солидную программу левоцентристского толка, то «Единство» делало акцент на поддержке стремительно набиравшего популярность В. Путина. Противостояние между ОВР и «Единством» стало одним из ключевых процессов избирательной кампании 1999 г.; к стратегиям этих объединений мы еще вернемся. Рассмотрим результаты факторного анализа. В модель были включены семь партий: КПРФ, «Единство», ОВР, СПС, «Яблоко», «блок Жириновского», «против всех». Для приближения распределений переменных к нормальному были удалены случаи: Ингушетия (аномально высокая поддержка ОВР) и Тыва (то же самое для «Единства»), рис. 65. Получена модель с тремя главными компонентами и общей объяснительной силой 81,9 %. Собственные значения факторов даны в таблице 54. 168

Рис. 65 Распределение ОВР

Распределение «Единства» EDIN

OVR 30

50

40 20

30

20 10

10

0

0 0.0

0.0

10.0 20.0 30.0 40.0 50.0 60.0 70.0 80.0 90.0

5.0

10.0 5.0

15.0 25.0 35.0 45.0 55.0 65.0 75.0 85.0

88 % — республика Ингушетия

20.0

15.0

30.0

25.0

40.0

35.0

50.0

45.0

60.0

55.0

70.0

65.0

70,8 % — республика Тыва

Таблица 54 Собственное значение

% общей вариации

Суммарное значение

% Сумм. вариация

1

3.077419

43,96314

3,077419

43,96314

2

1.806195

25,80279

4,883615

69,76592

3

0.848867

12,12668

5,732482

81,8926

Матрица факторного отображения и ее двух- и трехмерные геометрические представления выглядят следующим образом (таблица 55 и рис. 66). Таблица 55 Ф1

Ф2

Ф3

«Яблоко» (YABL)

Переменные

0,711433

0,481147

–0,04315

«Единство» (EDIN)

0,300782

–0,82358

0,34422

«Блок Жириновского» (BJ)

0,722855

–0,44575

0,00361

ОВР (OVR)

–0,55357

0,643792

0,473304

КПРФ (KPRF)

–0,71312

–0,21255

–0,65059

СПС (SPS)

0,678142

0,467538

–0,25576

Против всех (PROTIV)

0,826705

0,139573

–0,12574

Объясненная вариация

3,077419

1,806195

0,848867

От всей вариации

0,439631

0,258028

0,121267

Получившееся факторное отображение вполне наглядно. Структурную оппозицию по первой главной компоненте образуют КПРФ, с одной стороны, и СПС и «Яблоко», с другой. Вообще говоря, если быть точным, полярной по отношению к КПРФ является позиция «против всех», однако к факторной интерпретации этой переменной (весьма интересной) мы обратимся отдельно. 169

Рис. 66 0.8

овр

0.6

яблоко спс

0.4

против всех

0.2 0.0 -0.2

кпрф блок жириновского

-0.4 -0.6

единство

-0.8 -1.0 -1.0

-0.6

-0.2

0.2

0.6

1.0

фактор 3

0.6

единство овр

0.4 0.2

блок жириновского 0.0 -0.2 -0.4

яблоко

-0.6

спс

-1.0 -0.8 -0.6 -0.4 -0.2 0.0 0.2 0.4 0.6 0.8

фактор 2

кпрф

-1.0 -0.6 -0.2 0.2 0.6 1.0

фактор 1

Таким образом, налицо важный элемент структурной преемственности по отношению к предыдущим выборам. Несмотря на серьезные изменения политической ситуации в стране, выход на первый план публичной избирательной кампании противостояния двух «партий власти», базовое размежевание по линии «левый консерватизм» и «правое реформаторство» остается актуальным и для этих выборов. Это дополнительно иллюстрируется геометрическим распределением регионов по оси первого фактора (рис. 67), очень сходным с распределением 1996 г. 170

Многие авторы указывают на то, что в 1999 г. произошла значительная «деидеологизация» электората, утрата актуальности традиционной для новейшей российской истории альтернативы выбора идейного вектора политического и социально-экономического развития. Так, М. Новинская пишет: «Выборы 1999 г. показали, что роль идеологического критерия претерпела принципиальные изменения по сравнению с предыдущими выборами 1996 г… Выборы 1999 г. обнаружили резкое падение роли идеологического критерия. Успех партий без идеологии — “Единства” и ОВР в сочетании с небывало для постсоветской России высоким рейтингом В. Путина на фоне его невнятных программных заявлений и отказа от идеологической идентификации показал, что мы имеем дело с четкой, можно сказать, воинствующей установкой большинства электората на деидеологизацию» 184. Л. Бызов указывает на то, что «лидерство перешло к политикам и политическим партиям, находящимся вне старых парадигм “коммунистов” и “демократов”» 185. Л. Гудков и Б. Дубин считают, что в парламентской кампании 1999 г. «различия в ориентациях избирателей были уже почти не существенными: несколько больше акцент на необходимости социальной поддержки населения, больше протекционизма и “защиты отечественного производителя” — у сторонников коммунистов, чуть больше требований свободы рынка от государственного контроля и защиты собственности — у приверженцев “правых”. Вот практически и все расхождения, они в нюансах, в величине и степени настоятельности соответствующих ожиданий» 186. Не отрицая справедливости подобных оценок как оценок некоторой тенденции, зарождающейся в это время, позволим себе — опираясь на полученные статистические результаты — не согласиться с ними применительно к выборам 1999 г. непосредственно. Думается, цитируемые выше авторы все же недооценили силу «структурной инерции» пространства электорального выбора. Регрессионный анализ первой факторной переменной также свидетельствует в пользу значительной преемственности «базового выбора» 1999 г. по отношению к предыдущим кампаниям. Пошаговый алгоритм с исключением дает модель высокой объяснительной силы (75 % вариации) с четырьмя предикторами. R²=0,75; F-отношение 49,58 значимо на уровне p<0,0000.., стандартная ошибка оценки составляет 0,51. Бета-коэффициенты (таблица 56). Таблица 56 BETA

t

Демографическая нагрузка

–1,01955

–9,16222

0,00..

Городское население

0,308424

4,537785

0,00..

Русское население

0,427903

4,670507

0,00..

Уровень безработицы

–0,27752

–4,23074

0,00..

171

p-level

Таким образом, два из четырех предикторов: демографическая нагрузка и доля городского населения являются преемственными по отношению к предыдущим кампаниям, что само по себе показательно. Знакомая нам переменная «доля русского населения» впервые оказывается значимым предиктором первой главной компоненты; раньше она была ключевой для объяснения второго фактора. Это довольно важный момент: из нашего последующего изложения будет видно, что это своеобразный «симптом» начала структурной перестройки электорального пространства. Вероятно, это объясняется непривычным для нас положением наиболее тесно связанной с этим фактором партии — ЛДПР («Блок Жириновского»), которая оказалась «не на своем месте» — в первой структурной оппозиции. Следует отметить, что впервые партия Жириновского не «сформировала» самостоятельный вектор электорального пространства, тогда как ранее была «структурообразующей» для второй латентной переменной, а то и второй и третьей одновременно. Большинство специалистов связывают это с процессом характерного для выборов 1999 г. «перетока» электората от ЛДПР к «Единству», умело использовавшему «фирменную» для ЛДПР тему «сильной руки». В целом, результат этой кампании оказался для «потерявшейся» в электоральном пространстве ЛДПР наиболее слабым за все годы участия в выборах. Вообще впервые возникает фактор безработицы, хотя и с низким бетакоэффициентом. Может показаться странным, что эта переменная не входила в число предикторов раньше: она является традиционным (в мировой практике) индикатором социального самочувствия и, по идее, должна самым непосредственным образом влиять на «лево-правый» электоральный раскол. Представляется, что дело в своеобразном распределении безработицы по регионам России. Так, в 1999 г. среди субъектов федерации с самым высоким уровнем безработицы можно выделить две группы: северокавказские республики (основная группа) и ряд дальневосточных территорий (прежде всего, Сахалинская и Магаданская области). Однако из предыдущего изложения ясно, что как раз эти две группы устойчиво демонстрируют совершенно противоположные доминанты электорального поведения. Следует также обратить внимание на удивительно близкое положение в факторном пространстве СПС и «Яблока»: по первому и второму факторам они практически неразличимы, да и по третьей латентной переменной дистанция несущественна. Это при том, что партии вели совершенно разные кампании. «Яблоко», в отличие от СПС, не вошло в лагерь сторонников В. Путина; противоположными оказались позиции по ключевому на тот момент вопросу повестки дня — «контртеррористической операции» в Чечне (Г. Явлинский публично выступил за переговоры с чеченской стороной, тогда как СПС, по крайней мере, в лице отдельных своих лидеров, скорее поддержал силовое разрешение конфликта). Подобная близость вообще характерна в России для представителей исключительно правого лагеря (см. взаимное расположение РДДР и ВР в факторном пространстве выборов 1993 г.). 172

Вторая факторная переменная поддается интерпретации достаточно просто. На ее «полюсах» совершенно четко позиционированы две «партии власти» — «Единство» и ОВР. Впервые (и пока что в последний раз) в эволюции российского электорального пространства мы наблюдаем «чистый» элитный раскол, спроецированный на электорально-политическую плоскость без существенных идеологических «примесей». Можно отметить, конечно, что ОВР имеет более «левое» позиционирование (за счет левоцентристской программы и фигуры Е. Примакова во главе списка), тогда как «Единство» — скорее правое. Однако более существенны их контрастные позиции по линии второго фактора. Регрессионный анализ второй факторной переменной позволяет построить модель с объяснительной силой 56 % вариации с четырьмя предикторами. R²=0,56; F-отношение 27,1 значимо на уровне p<0,0000.., стандартная ошибка оценки составляет 0,67. Бета-коэффициенты (таблица 57). Таблица 57 Русское население Компьютеры на 100 рабочих мест Доля городского населения Миграционный прирост

BETA –0,29108 0,409912 0,480435 0,624576

t –3,43833 5,223967 5,713066 7,919668

p-level 0,00.. 0,00.. 0,00.. 0,00..

Перечень предикторов вполне логичен. Переменная «доля русского населения» отрицательно связана с факторной переменной (и, следовательно, с голосованием за ОВР). Это объясняется составом коалиции глав субъектов федерации, примкнувших к «Отечеству», — среди них доминируют лидеры национальных республик. В качестве одного из основных механизмов привлечения голосов ОВР использовал административную мобилизацию, отсюда и «перекосы» в распределении поддержки (см. рис. 65). Остальные три предиктора отражают более высокий уровень инновационности и благополучия территорий, где поддержка ОВР была выше. Не случайно в геометрическом представлении регионов (см. рис. 67) «полюс ОВР» формируют Москва, Московская область и Санкт-Петербург, тогда как «полюс “Единства”» — Читинская, Магаданская и Амурская области. Впрочем, такое распределение обусловлено отнюдь не только персональным составом коалиций региональных элит вокруг одной и другой «партии власти», но и их тактиками. На решающей стадии избирательной кампании тактическая инициатива явно принадлежала «Единству». По словам В. Авдонина, одно из объяснений успеха «медведей» заключается в том, что «правящая группа смогла мобилизовать социетальный центро-периферический раскол, в то время как партия элитной фронды смогла обеспечить лишь традиционную административную мобилизацию избирателей в некоторых регионах. Оказавшись на старте кампании в неблагоприятном положении от173

стающего по отношению к элитной коалиции в центре, правящая группа решилось актуализировать раскол “центр — периферия”, парадоксальным образом выступив лидером “периферии” против элитной фронды в “центре”» 187. Такое объяснение вполне сочетается с полученными нами статистическими данными. Рис.67 5

москва

4

московскаясанкт-петербург

3

башкирия

2 1 0

томская челябинская свердловская карелия мурманская таймыр

мордовия кчр чувашия дагестан осетия адыгея

чукотский воронежская уобао псковская корятия читинская магаданская

-1 -2 -3 -3.5

-2.5

-1.5

-0.5

0.5

1.5

2.5

Третий раскол (на рис. 68 его следует «читать» по оси OX) в какой-то мере «интегрирует» первые два. КПРФ здесь противостоит сразу обеим «партиям власти» — и «Единству», и ОВР. Рис. 68 0.8

овр

0.6

спс

яблоко

0.4

против всех

0.2 0.0 -0.2

кпрф блок жириновского

-0.4 -0.6

единство

-0.8 -1.0 -0.8

-0.6

-0.4

-0.2

0.0

174

0.2

0.4

0.6

Вероятно, его можно интерпретировать как «власть — левая оппозиция» (либо даже «власть — оппозиция» в целом, так как другой явной оппозиции на тот момент фактически не наблюдалось). Качественной регрессионной модели для этой латентной переменной построить не удалось; выделяется лишь предиктор «уровень неграмотности», положительно связанный с КПРФ. Президентские выборы 2000 г. В президентской кампании 2000 г. приняли участие одиннадцать кандидатов. Однако столь значительное число не отражает реальный уровень электоральной конкуренции. На временном отрезке между парламентскими и президентскими выборами фактически происходит трансформация политического режима, одним из ключевых процессов в которой стал переход от конфликта к кооперации элит. При этом, как отмечает В. Гельман, «поворот к кооперации произошел не на базе формального соглашения элит о правилах конкуренции. Он осуществился на основе неформального отказа элит от самой конкуренции как таковой, если она создает вызовы утраты власти и/или иных ресурсов. Таким решением стало воссоздание моноцентрического политического режима путем передачи акторами своих ресурсов во внешнее управление доминирующему актор, навязывающему им свои условия в обмен на гарантии сохранения “статус кво”» 188. Положение доминирующего актора к марту 2000 г. твердо занял В. Путин. Основная конкурирующая группа в лице Е. Примакова, Ю. Лужкова и их союзников была деморализована поражением на парламентских выборах (13,3 % у ОВР против 23,3 % у «Единства») и, в конце концов, публично поддержала кандидатуру и.о. президента. Исход предыдущих президентских выборов явственно обозначил пределы электоральных возможностей КПРФ, и в реалиях начала нового столетия Г. Зюганов уже не воспринимался как серьезный претендент на ключевой пост страны. Его участие в кампании, как во многом и участие В. Жириновского и Г. Явлинского, оказалось фактически вынужденным: лидеры парламентских партий просо не могли себе позволить проигнорировать важнейшие национальные выборы. Еще целый ряд кандидатов решал различные задачи личного и тактического характера, не будучи в состоянии не только побороться за весомую долю голосов, но и оказать хоть сколько-нибудь существенное влияние на общие итоги выборов. Таковыми можно назвать лидера одноименного блока на выборах 1999 г., кинорежиссера С. Говорухина, чеченского предпринимателя У. Джабраилова, одного из лидеров блока «Памфилова — Гуров — Лысенко» Э. Памфилову, главу объединения «Духовное наследие» А. Подберезкина, бывшего генерального прокурора Ю. Скуратова, губернатора Самарской области и одного из основателей СПС К. Титова. Ни одному из этих кандидатов не удалось набрать даже полутора процентов голосов, суммарный результат составил всего 3,6 %. 175

В качестве своего рода «технического партнера» В. Путина в кампании также принял участие кемеровский губернатор А. Тулеев, ранее небезуспешно баллотировавшийся на первых российских президентских выборах (6,8 %). На этот раз А. Тулеев публично объявил о поддержке В. Путина; его статус кандидата в президенты был обусловлен, по мнению многих наблюдателей, способностью губернатора отобрать часть голосов у Г. Зюганова благодаря репутации левого политика. Впрочем, единственным реальным ресурсом А. Тулеева являлась локальная, хотя и очень сильная поддержка со стороны избирателей Кемеровской области. Таким образом, единственная интрига этих выборов состояла в том, удастся ли В. Путину завоевать президентское кресло в первом туре. Как выяснилось, это ему вполне по силам: В. Путин избавился от приставки «и.о.» к своей должности с результатом 52,9 %, с большим отрывом опередив остальных претендентов. Результаты выборов представлены в таблице 58. Таблица 58 № 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11

Кандидаты ГОВОРУХИН Станислав Сергеевич ДЖАБРАИЛОВ Умар Алиевич ЖИРИНОВСКИЙ Владимир Вольфович ЗЮГАНОВ Геннадий Андреевич ПАМФИЛОВА Элла Александровна ПОДБЕРЕЗКИН Алексей Иванович ПУТИН Владимир Владимирович СКУРАТОВ Юрий Ильич ТИТОВ Константин Алексеевич ТУЛЕЕВ Аман-Гельды Молдагазыевич ЯВЛИНСКИЙ Григорий Алексеевич Против всех кандидатов

Проголосовало 328 723 78 498 2 026 509 21 928 468 758 967 98 177 39 740 467 319 189 1 107 269 2 217 364 4 351 450 1 414 673

% 0,44 % 0,10 % 2,70 % 29,21 % 1,01 % 0,13 % 52,94 % 0,43 % 1,47 % 2,95 % 5,80 % 1,88 %

Для проведения факторного анализа были взяты шесть кандидатов: В. Путин, Г. Зюганов, Г. Явлинский, А. Тулеев, В. Жириновский (результаты двух последних пришлось округлять до 3 % в большую сторону), а также позиция «против всех кандидатов». Серьезное отклонение от нормального распределения отличает переменную «поддержка А. Тулеева» за счет нетипично большой доли голосов, полученных им в родном регионе (где он стал победителем кампании). В силу этого было решено удалить случай «Кемеровская область» как выброс (рис. 69). Получена модель с тремя главными компонентами и общей объяснительной силой 86,9 %. Собственные значения даны в таблице 59. Здесь следует сразу обратить внимание на то, что первая и вторая главные компоненты практически равны по своей объяснительной силе — 35,6 % и 32,5 % соответственно. Это нетипично для предыдущих выборов. Матрица факторного отображения и ее двух- и трехмерные геометрические представления выглядят следующим образом (таблица 60 и рис.70). 176

Рис. 69 Распределение поддержки А. Тулеева

TULEEV 80

60

40

20

0

50

45

40

35

30

25

20

15

10

5.

0.

.0

.0

.0

.0

.0

.0

.0

.0

.0

0

0

51,2 % — Кемеровская область Таблица 59 Собственное значение

% общей вариации

Суммарное значение

% Сумм. вариация

2,139176

35,65293

2,139176

35,65293

2

1,951198

32,51996

4,090374

68,1729

3

1,128184

18,80306

5,218558

86,97596

1

Таблица 60 Ф1

Ф2

Ф3

В. Жириновский (JIRIN)

Переменные

0,574163

0,001335

–0,58528

Г. Зюганов (ZUGAN)

0,278952

0,895194

0,318103

В. Путин (PUTIN)

–0,69276

–0,6617

–0,25185

А. Тулеев (TULEEV)

0,393449

0,276332

–0,71067

Г. Явлинский (YAVLIN)

0,692955

–0,63792

0,183539

Против всех (PROTIV)

0,785361

–0,4782

0,286837

Объясненная вариация

2,139176

1,951198

1,128184

От всей вариации

0,356529

0,3252

0,188031

Получившаяся картина весьма примечательна: В. Путин оказывается на полюсах сразу двух размежеваний. По первой факторной оси он противостоит всем остальным кандидатам, более выражено — Г. Явлинскому и позиции «против всех». По второму он находится в структурной оппозиции (вместе с Г. Явлинским) Г. Зюганову. Таким образом, победитель кампании оказывается в положении структурного доминирования по первой оси и 177

участвует в формировании структурной оппозиции по второй оси (напомню, по своей значимости они примерно равны). Рис. 70 1.2

ЗЮГАНОВ 0.8

0.4

ТУЛЕЕВ ЖИРИНОВСКИЙ

0.0

ПРОТИВ ВСЕX

-0.4

ЯВЛИНСКИЙ

ПУТИН -0.8 -0.8

-0.6

-0.4

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

фактор 3 0.5

ЗЮГАНОВ

0.3 0.1

ПРОТИВ ВСЕX

-1.00e-1

ЯВЛИНСКИЙ

-0.3 -0.5

ЖИРИНОВСКИЙ

1.2

ПУТИН

0.8 0.4 0.0 -0.4

фактор 2

-0.8 -0.8 -0.6

0.8 1.0 0.4 0.6 0.2 0.0 -0.4 -0.2

фактор 1

Налицо структура, которую мы характеризуем как «базовый выбор». В данном случае «опорной точкой» выбора является отношение к В. Путину. Очевидно, что на этот раз размежевание по первому фактору действительно не вписывается в традиционный раскол «левые консерваторы — правые реформаторы». Кроме В. Путина, позиционирование которого никак нельзя описать в терминах «левый — правый», красноречиво свидетельствует о 178

смене базового выбора нахождение представителей «Яблока» и КПРФ «по одну сторону баррикад». Здесь мы должны полностью признать правоту авторов, предрекавших отход от классической парадигмы выбора еще применительно к реалиям 1999 г., но несколько поторопившихся (см. предыдущий раздел). Перестройка электорального пространства происходит именно на президентских выборах 2000 г., а не на парламентских выборах 1999 г., как принято думать. Постепенно начинает доминировать раскол «действующая власть — альтернативы действующей власти», выходящий на ось первого фактора. Интересны в этой связи результаты регрессионного анализа. Получена модель с кумулятивной объяснительной силой 63 % общей вариации. R²=0,63; F-отношение 46,9 значимо на уровне p<0,0000.., стандартная ошибка оценки составляет 0,62. В модели три предиктора с бета-коэффициентами (таблица 61). Таблица 61 BETA

t

p-level

Доля русского населения

0,686762

8,397117

0,00..

Объем бытовых услуг

0,431878

6,210433

0,00..

Демографическая нагрузка

–0,46714

–5,87106

0,00..

Из ключевых предикторов 1993 — 1999 г. остается только демографическая нагрузка, однако ее значимость существенно снижается: так, на выборах 1996 и 1999 г. абсолютное значение бета-коэффициента этого предиктора превышало единицу, сейчас — менее 0,5. Впервые наиболее сильным предиктором первой факторной переменной становится доля русского населения. Это чрезвычайно важно в контексте наших рассуждений о структурной перестройке факторного пространства. Ранее переменная «доля русского населения» была наиболее сильным предиктором для второго измерения, на одном из полюсов которого с 1993 г. традиционно находится некоторая «властная электоральная конструкция» (ПРЕС в 1993, НДР в 1995, ОВР и «Единство» в 1999 г.) либо инкумбент (Б. Ельцин в 1996). На парламентских выборах 1999 г. данный предиктор актуален для обоих измерений, и это подчеркивает, что предпосылки для структурной трансформации электорального пространства закладываются именно тогда. Содержательно предиктор «доля русского населения» отражал два момента: использование административной мобилизации в национальных регионах, начало которому было положено еще С. Шахраем, и «националпатриотическую» альтернативу (ЛДПР и В. Жириновский, в 1996 г. также А. Лебедь). В рассматриваемой нами президентской кампании 2000 г. представляется значительно более важным именно первый, «административный» компонент. На диаграмме с геометрическим представлением регионов четко видно, что на «полюсе Путина» по первому фактору расположились национальные республики (рис.71). 179

Рис. 71 3.0

горный алтай брянская хакасия чувашия

1.5

новосибирская

кчр мордовия осетия

приморский красноярский сахалинская

0.0

кбр татарстан дагестан

хабаровский чукот.янао московская мурманская санкт-петербург

-1.5

ингушетия -3.0

-4.5

москва

-4

-3

-2

-1

0

1

2

3

4

5

Впервые в статистике регрессионного анализа появляется предиктор «объем бытовых услуг населению» (в денежном выражении на душу населения). Данная переменная была включена в анализ по двум соображениям. Во-первых, она характеризует состояние потребительского рынка, то есть того сегмента экономики, в котором самым непосредственным образом участвуют рядовые избиратели. Во-вторых, развитие потребительского рынка, фиксируемого официальной статистикой, отражает (пусть косвенно) выход обмена товарами и услугами из теневого сектора и, соответственно, ослабление неформальных связей и усиление индивидуальности и рациональности выбора. Развитость сектора бытовых услуг в данном случае отрицательно коррелирует с поддержкой В. Путина и положительно — с поддержкой Г. Явлинского. Таким образом, на «властном полюсе» оказываются регионы со значительной долей нерусского населения, менее развитыми рыночными отношениями и более высокими возрастными показателями избирателей. По оси второго фактора наблюдается противостояние Г. Зюганова, с одной стороны, и В. Путина и Г. Явлинского, с другой. Содержательно этот фактор может быть охарактеризован как «коммунистическая — некоммунистическая альтернатива», то есть он близок по смыслу (хотя и не идентичен) фактору «левый консерватизм — правый реформизм», который на протяжении почти десятилетия был «фактором базового выбора». Регрессионный анализ второго фактора дает сравнительно слабую модель с объяснительной силой около 40 % вариации. R²=0,39; F-отношение 180

17,72 значимо на уровне p<0,0000.., стандартная ошибка оценки составляет 0,8. Однако перечень выявленных предикторов довольно примечателен (таблица 62). Таблица 62 BETA

t

p-level

Городское население

–0,56589

–5,68557

0,00..

Компьютеры на 100 рабочих мест

–0,3304

–3,83543

0,00..

Русское население

0,374043

3,771638

0,00..

Итак, на вторую факторную переменную влияет фактор урбанизации — один из ключевых предикторов «лево-правого» раскола на прошлых выборах, и фактор инновационного развития, также не раз фигурировавший среди предикторов данного размежевания. Как и в 1999 г., предиктор «доля русского населения» как бы «сидит на двух стульях» (при этом еще раз подчеркнем, что его объяснительная сила более весома на президентских выборах 2000 г. по сравнению с предыдущими парламентскими). Таким образом, по итогам президентской кампании 2000 г. мы наблюдаем своеобразную «факторную рокировку»: базовый для предыдущих выборов раскол «левый консерватизм — правый реформизм» теряет в весе и начинает смещаться на ось второго фактора. «Властное измерение», с разной степенью эксплицитности отражавшееся ранее на оси второго фактора, трансформируется в базовый выбор.

Парламентские выборы 2003 г. Особенности последнего электорального цикла определяются, прежде всего, произошедшими в период с 2000 по 2003 г. трансформациями политического режима и изменениями в конфигурации властной элиты, активно повлиявшими на состояние общественного сознания. Переход к системе «навязанного консенсуса», наметившийся еще в рамках электорального цикла 1999–2000 годов (точнее, непосредственно между парламентскими и президентскими выборами), знаменующего отказ от конкуренции в обмен на гарантии сохранения статусов и ресурсов, оформился окончательно. Соответствующий этой системе моноцентрический политический режим, целиком ориентированный и «замкнутый» на фигуру президента, к моменту проведения парламентских выборов 2003 г. сформировался полностью. Как справедливо отмечает В. Гельман, «достижение “навязанного консенсуса” привело к повышению интеграции и — одновременно — снижению дифференциации элит» 189. «Поставив парламент, политические партии, бизнес, СМИ, региональных лидеров перед выбором — либо подчиниться, либо 181

лишиться статуса элит — правящая группа обеспечила себе полное и безусловное доминирование» 190. Как следствие, произошла фактическая маргинализация оппозиции: как «принципиальной», так и «полуоппозиции». Эволюция элитной структуры и политического режима (по В. Гельману) представлена в таблице 63 191. Таблица 63 Период 1989– 1991 1991– 1993 1993– 1999/2000 2000–?

Элитная структура Распад идеократической элиты, углубление дифференциации Разделенная элита, низкий уровень интеграции и дифференциации Фрагментированная элита, высокая дифференциация Воссоздание идеократической элиты, снижение дифференциации, рост интеграции

Политические институты Возникновение парламентаризма

Преобладающий тип оппозиции Лояльная структурная оппозиция

Конфликт между президентом и парламентом Суперпрезидентская система

Нелояльная принципиальная оппозиция

Суперпрезидентская система

Лояльная принципиальная оппозиция и полуоппозиция «Вымирание» принципиальной оппозиции и полуоппозиции

Маргинализация оппозиции нашла отражение и в расстановке сил в Государственной Думе. Впервые за всю новейшую политическую историю исполнительная власть получила дисциплинированное и лояльное большинство в парламенте, сформированное на основе фракций «Единства», «Отечества» и Народной партии РФ (в 1999 г. НПРФ не сумела преодолеть 5%-ного барьера, но неплохо выступила в одномандатных округах). «Построение вертикали власти» — «архитектурная» метафора, характеризующая процесс консолидации моноцентричного режима, — самым непосредственным образом затронуло и региональные элиты. Создание института полномочных представителей президента, изменение порядка формирования Совета Федерации, сокращение объема полномочий регионов в экономической сфере и ряд других процессов привели к резкому усилению зависимости руководства субъектов федерации от федерального центра. По существу, впервые в распоряжении власти оказался консолидированный административный ресурс, действующий на территории всей страны (хоть и с разной степенью эффективности). Важнейшим с электоральной точки зрения значением обладает и установление правящей группой почти полного контроля над наиболее значимыми средствами массовой коммуникации. Обеспечение лояльности со стороны всех федеральных телеканалов означало появление в информационном пространстве явно доминирующего субъекта. Наконец, консолидация моноцентричного режима произошла и на уровне партийного строительства. В 2001–2002 годах происходит объединение бывших электоральных конкурентов — движений «Отечество», «Вся Рос182

сия» и «Единство» (фактически, «Единство» поглощает «Отечество» и «Всю Россию»), в результате чего возникает политическая партия «Единая Россия». Именно она становится ключевым игроком и победителем парламентской кампании 2003 г. с внушительным результатом 37,6 % голосов избирателей. В отличие от предыдущих кампаний, в которых также принимали участие «партии власти», в данном случае власть практически полностью ассоциировала себя с «Единой Россией». В. Путин дважды публично высказался в ее поддержку; в списке партии присутствовало почти 30 губернаторов; в рекламных роликах звучала мелодия государственного гимна 192. Характерны данные социологических опросов относительно мотивации голосования за «Единую Россию», которые приводит Е. Мелешкина. 193 Согласно им, 38 % респондентов (самая большая доля из поддерживающих «Единую Россию») отметили, что намерены отдать свой голос за партию потому, что ее поддерживает В. Путин. 20 % собирались голосовать за нее потому, что «это самая сильная партия, ее поддерживает большинство» (от 0 до 5 % — среди сторонников других партий). В то же время мотив «Я разделяю программу и лозунги партии» был отмечен лишь 25 % респондентов (среди других крупных партий — от 30 до 52 %) 194. Последнее неудивительно, так как «Единая Россия» избрала совершенно отчетливо выраженную «консолидирующую» стратегию, выступая в качестве «catch all» партии. Она позиционировалась в качестве «партии реальных дел», вынеся за скобки сколько-нибудь акцентированный идеологический компонент. На первый план были вынесены такие неидеологические ценности, как «стабильность» и «государственнический подход». Особенностью этих парламентских выборов стало чрезвычайно интенсивное использование административного ресурса, который, как было отмечено, достиг небывалой степени консолидации. По мнению Б. Макаренко, в 2003 г. применение административного ресурса имело иное качество по сравнению с предыдущими кампаниями. Так, ранее административный ресурс использовался в первую очередь «оборонительно», дабы скомпрометировать и подавить соперника, и лишь во вторую — «наступательно», чтобы повысить шансы «своих» партий. Теперь же «контрпропагандистская» функция была применена в значимом масштабе лишь против КПРФ, а основной упор делался на повышение популярности «Единой России» 195. Эволюция политического режима, по мнению многих наблюдателей, привела к серьезной трансформации самой функции выборов. Избирательная кампания 2003 г., как отмечает Г. Холодковский, «знаменовала собой не просто решающий шаг на пути превращения парламентских выборов в малозначащее для основной массы населения действо, но фактический конец постсоветского политического плюрализма и, по сути, возвращение к прежней практике плебисцитарного одобрения власти» 196. Г. Холодковскому вторят Б. Кувалдин и Н. Малютин: «Вольно или невольно сами выборы приобретают характер плебисцита по вопросу об отношении к главе государства, что 183

заставляет власть пускать в ход все ресурсы… Степень популярности президента превращается в важнейший фактор, определяющий ход избирательных баталий и их итоги» 197. Таким образом, выборы оказываются полностью «центрированными» на «партию власти». Отношение к власти, репрезентируемой на выборах «Единой Россией», становится ключевым вопросом «повестки дня», главным измерением электорального пространства. Необходимо уделить внимание и тем процессам, которые происходят в этот период в общественном сознании. Многие авторы указывают на рост конформизма 198, усиление державно-националистических ориентаций и размывание либерально-демократических установок 199, происходящие с конца 1990-х годов. Также отчетливо выражена тенденция роста потребности в патернализме со стороны власти, персонифицированной фигурой президента. Данный вектор изменения в общественных настроениях, с одной стороны, коренится в политико-культурных традициях и особенностях политического менталитета нации. «Укрепление государственности и государства, — пишет И. Семененко, — традиционно воспринималось массовым сознанием как главный ресурс преодоления кризисов и противоречий. Так происходило на всех поворотных этапах российской истории, будь то кризис язычества и принятие христианства, противостояние монголо-татарскому нашествию, реформы Грозного, “смутное время”, церковный раскол и петровские реформы, модернизация государственных институтов при Екатерине II и Александре II или осуществление советской мобилизационной модели развития. Государство неизменно выполняло задачу “собирания земель”, а институты власти служили фундаментом империи. Они целенаправленно работали на укрепление идеологемы “великой державы” и сами олицетворяли державу. Будучи ключевым компонентом российской идентичности, державные идеи играли в российском государственном строительстве культурообразующую роль» 200. С другой стороны, перемены в массовом сознании обусловлены сознательной стратегией власти. Как отмечает А. Кулик, потребность в патернализме «поддерживается самим президентом, который в прямом эфире телевидения — основного источника информации для 2/3 населения — общается с народом и здесь же на месте решает все жизненно важные проблемы конкретных граждан: предоставления гражданства, увеличения пенсий, обеспечения поселков водо- и газоснабжением и подачи тепла в дома» 201. Исследователи отмечают также существенные сдвиги в официальном политическом дискурсе: господствовавшую прежде «либеральную» риторику сменила «консервативно-государственническая» 202. Прямым следствием «огосударствления политического пространства» (выражение А.И. Соловьева 203) становится снижение значимости традиционного идеологического — лево-правого — размежевания. «Налицо серьезный кризис сложившейся ранее системы парламентского и партийнополитического представительства, — пишет О.В. Гаман-Голутвина. — Одним из индикаторов этого кризиса может служить заметное снижение роли 184

идеологической идентификации: “идеологические партии” (как левые, так и правые) отступают под напором нарочито деидеологизированных образований, осуществляющих активную экспансию по всем направлениям и действующих по принципу “хватай всех подряд”» 204. «Вне зависимости от того, были ли выборы честными или нет, они подвели черту под эпохой 1980– 1990-х годов, — рассуждает в том же духе И. Клямкин. — Партии, которые в той или иной мере воплощали ту эпоху, являлись ее лицом, — и демократы, и коммунисты — маргинализированы. Это означает, что эпоха борьбы коммунистов и демократов, инерция которой продолжалась вплоть до конца 1990-х годов, ушла в прошлое. Сейчас новое время, с новой расстановкой политических сил, с новыми игроками» 205. Таков общий контекст избирательной кампании по выборам депутатов Государственной Думы 2003 г. Обратимся непосредственно к ее участникам. Число партий и блоков, чьи названия оказались в избирательном бюллетене, сократилось (хотя и незначительно): с 26 до 23. В определенной мере это связано с институциональными изменениями. Закон «О политических партиях», принятый в 2001 г., был направлен на дефрагментацию многопартийности и преобразование ее в жесткую конструкцию посредством централизации партийного строительства, унификации структуры и порядка деятельности партий 206. В частности, существенным образом были ужесточены требования как к числу, так и к численности региональных отделений партий. Как было отмечено, доминантным участником электорального процесса стала «партия власти» в лице «Единой России». Ее своеобразными «сателлитами» стали Народная партия РФ под руководством Г. Райкова, пытавшаяся выступить с акцентированно традиционалистской программой, и блок Партии возрождения России и Российской партии жизни, возглавляемой экскандидатом в президенты и спикером Совета Федерации С. Мироновым. Последняя не имела сколько-нибудь внятной идеологии и придерживалась стратегии «хватай всех» (довольно безуспешно). Дискуссии среди специалистов вызвал состав электоральных структур на левом фланге. Вполне «очевидно левыми» являлись КПРФ и «Партия мира и единства» С. Умалатовой. Однако в выборах участвовало еще три структуры, которые обладали выраженным левым компонентом партийной идеологии. Это Аграрная партия России (поддержав В. Путина, эта традиционно левая партия перестала быть союзником коммунистов), блок Российской партии пенсионеров и Партии социальной справедливости (пример ярко выраженной «связывающей» электоральной стратегии), а также добившийся значительного успеха блок «Родина» (9 %). Последний, возглавляемый С. Глазьевым и Д. Рогозиным, сочетал в своей программе как левые, так и национально-патриотические идеи. «Родина» «воплотила собой запрос на антиолигархическую перераспределительную ориентацию, облаченную в более яркие, чем у коммунистов, патриотические и националистическопопулистские одежды» 207. «В основу предвыборной агитации блока легла апелляция к двум самым сильным “раздражителям” общественного созна185

ния, рожденным 1990-ми годами: “не по правде живем” (несправедливое распределение социальных благ, отсутствие у большей части общества возможностей для вертикальной мобильности) и “за державу обидно” (притупленный, но не изжитый синдром утраты империи), — отмечает Б. Макаренко. — «“Антиолигархизм” стал центральной точкой для раскручивания темы социальной справедливости, а свежесть и агрессивность “экономиста” Глазьева и “патриота” Рогозина позволили подать эту тему максимально выигрышно» 208. Появление на политической сцене блока «Родина» стало одной из причин серьезной потери голосов КПРФ (по сравнению с предыдущими выборами электоральный результат коммунистов снизился вдвое). По существу, именно в 2003 г. разрушается монополия КПРФ на выигрышную «леводержавную» нишу. Мы уже говорили о том, что среди традиционных сторонников КПРФ лишь около трети составляют приверженцы собственно «левой» коммунистической идеологии — равенства и социальной справедливости. Большая же их часть — это скорее «правые» коммунисты, видящие в КПРФ прежде всего партию, представляющую ментальность и интересы остатков патриархального общества, сторонников порядка и авторитаризма. Л. Бызов отмечает, что «в отличие от западной цивилизации, где социалистические ценности носят однозначно антиконсервативный и антинационалистический характер, в России они интегрированы в национальную традицию. Массовое консервативное сознание, опорой которого выступает российская глубинка, является национально-социалистическим. Основная черта его состоит в отношении к государству как к высшей ценности, являющейся гарантом воспроизводства жизненных устоев, включающих своеобразное понимание социальной справедливости, национального самосохранения, прогресса, этнополитических ориентаций» 209. Именно коммунисты до сих пор выступали в качестве наиболее последовательных защитников исторической имперской традиции. Однако в 2003 г. эта тема начинает муссироваться и «партией власти» с ее «государственническим уклоном». Таким образом, «Родина» оттягивала на себя часть «левых коммунистов», а «Единая Россия» — «правых». Следует отметить, что именно против коммунистов наиболее активно работали подконтрольные власти средства массовой информации. На правом фланге не нашли своего развития коалиционные процессы, начавшиеся в 1999 году. Эта ниша оказалась вновь дефрагментированной: в выборах приняло участие шесть партий и объединений, которые можно охарактеризовать как правые. Это Союз правых сил, который, в отличие от кампании 1999 г., теперь не только не поддерживался властью, но считался практически оппозиционной партией. Традиционно самостоятельно пошло на выборы «Яблоко». Один из — в прошлом — ближайших соратников Г. Явлинского В. Игрунов сформировал собственную либеральную партию «СЛОН». Также с правых позиций выступили Российская конституционнодемократическая партия, движение «Развитие предпринимательства», а 186

также объединение со «связывающим» типом стратегии «Новый курс — автомобилисты России». Результаты выборов оказались обескураживающими для всех представителей правых: ни один из не дотянул до 5%-ного барьера. Ближе всего к решению этой задаче оказались «Яблоко» и СПС, получившие 4,3 % и 3,97 % соответственно. На национально-патриотическом фланге ключевой структурой попрежнему оставалась ЛДПР. Кампания 2003 г. стала одной из наиболее ярких в довольно богатой электоральной истории этой партии. ЛДПР реализовала «связывающую» стратегию, избрав ключевым лозунгом кампании «Мы за русских, мы за бедных!» И весьма успешно, — она получила 11,45% голосов, вдвое больше, чем на предыдущих выборах. Другие партии, пытавшиеся разыгрывать национальную карту, — «За Русь святую», «Русь» и «Народно-республиканская партия России», — не сумели сформулировать привлекательного предложения и суммарно набрали лишь 0,86 % голосов. Серьезную конкуренцию ЛДПР в какой-то части национально-протестного электората мог составить лишь народнопатриотический союз «Родина», однако он не был в чистом виде представителем национал-патриотической группы партий. Наконец, в 2003 г. происходит некоторое сужение политического центра: итоги прошлой кампании явственно продемонстрировали слабую перспективность этой ниши. К центристам можно отнести Народнореспубликанскую партию России, Российскую экологическую партию «Зеленые», Демократическую партию России и «Единение». Ни одна из них не добилась сколько-нибудь значимых результатов. Также следует упомянуть две структуры, пытавшиеся работать с мусульманским электоратом: «Истинные патриоты России» (ИПР — аббревиатура, которая должна была расшифровываться как «Исламская партия России», если бы не прямой запрет на создание партий на религиозной основе, прописанный в федеральном законе «О политических партиях» 2001 г.) и «Великая Россия — Евразийский Союз». Их результаты — 0,25 % и 0,28 % — также не впечатляют. Общие итоги выборов приведены в таблице 64. Таблица 64 N 1 2 3 4 5 6 7 8

Наименование партии (избирательного блока) «ЕДИНЕНИЕ» СОЮЗ ПРАВЫХ СИЛ РОССИЙСКАЯ ПАРТИЯ ПЕНСИОНЕРОВ И ПАРТИЯ СОЦИАЛЬНОЙ СПРАВЕДЛИВОСТИ Российская демократическая партия «ЯБЛОКО» «За Русь Святую!» Объединенная Российская партия «Русь» «Новый курс — Автомобильная Россия» Народно-республиканская партия России 187

Голосов «За» 710538 2408356 1874739

%% 1,17 % 3,97 % 3,09 %

2609823 298795 147423 509241 80416

4,30 % 0,49 % 0,24 % 0,84 % 0,13 %

9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23

Российская экологическая партия «Зеленые» Аграрная партия России «Истинные патриоты России» НАРОДНАЯ ПАРТИЯ Российской Федерации Демократическая партия России «Великая Россия — Евразийский Союз» Партия «СЛОН» «Родина» (народно-патриотический союз)» Партия Мира и Единства (ПМЕ) ЛДПР Партия Возрождения России — Российская партия ЖИЗНИ Политическая партия «Единая Россия» Российская Конституционно-демократическая партия» «Развитие предпринимательства» Коммунистическая партия Российской Федерации (КПРФ) Число голосов избирателей, поданных против всех федеральных списков кандидатов

253983 2205704 149144 714652 136294 170786 107444 5469556 148948 6943885 1140333

0,42 % 3,64 % 0,25 % 1,18 % 0,22 % 0,28 % 0,18 % 9,02 % 0,25 % 11,45 % 1,88 %

22779279 113184 212825 7647820

37,57 % 0,19 % 0,35 % 12,61 %

2851600

4,70 %

Парламентскими партиями стали лишь четыре из 23 участников выборов: «Единая Россия», КПРФ, ЛДПР и «Родина». Более 3 % голосов, в добавление к названным, набрали «Яблоко», СПС, АПР, блок Российской партии пенсионеров и Партии социальной справедливости. Существенно выросло голосование «против всех» — почти до 5 %. Из названных девяти переменных отчетливо отклоняется от нормального распределения поддержка Аграрной партии России. Для устранения этого «перекоса» мы были вынуждены удалить из анализа случай Республики Алтай (рис. 72). Рис. 72 Распределение поддержки АПР APR 40

30

20

10

0 0.0

4.0 2.0

8.0 6.0

12.0

10.0

16.0

14.0

31,7 % — Республика Алтай 188

20.0

18.0

24.0

22.0

28.0

26.0

32.0

30.0

Факторный анализ дает модель с четырьмя факторами общей объяснительной силой 80,6 %. При этом следует обратить внимание, что действительно сильным является только первый фактор (40,6 %), остальные три значительно отстают по объясняемой вариации (таблица 65). Таблица 65 Собственное значение

% общей вариации

Суммарное значение

% Сумм. вариация

1

3,657825

40,6425

3,657825

40,6425

2

1,766083

19,62315

5,423909

60,26565

3

0,95758

10,63978

6,381489

70,90543

4

0,870909

9,676761

7,252398

80,5822

Матрица факторного отображения и ее двух- и трехмерные геометрические представления выглядят следующим образом (таблица 66 и рис. 73). Таблица 66 Переменные

Ф1

Ф2

Ф3

Ф4

СПС (SPS)

0,192856

0,586659

–0,70818

–0,13559

РПП-ПСС (PENS)

0,586601

0,124464

0,13437

–0,64143 –0,01951

«Яблоко» (YABL)

0,64788

0,535871

0,04081

АПР (APR)

0,201229

–0,70611

–0,33573

–0,38143

«Родина» (RODINA)

0,717057

0,045646

–0,20232

0,470033

ЛДПР (LDPR)

0,761705

–0,17153

0,420205

–0,05384

–0,9451

0,208274

0,163399

0,007121

0,373316

–0,71029

–0,20947

0,226063

«Единая Россия» (ER) КПРФ (KPRF) «Против всех» (PROTIV)

0,830266

0,203167

0,188504

0,142259

Объясненная вариация

3,657825

1,766083

0,95758

0,870909

От всей вариации

0,406425

0,196231

0,106398

0,096768

Полученные результаты четко отражают те особенности парламентских выборов 2003 г., о которых мы говорили выше. Во-первых, наличие доминирующего субъекта электорального процесса находит свое воплощение в структурном доминировании «Единой России». Она противостоит всем без исключения переменным по первому — наиболее мощному — фактору. При этом высоких по модульному значению нагрузок на другие факторы у этой переменной нет. Таким образом, «Единая Россия» задает содержание первой главной компоненты как «властного» измерения электорального пространства. Результаты факторного анализа подтверждают тезис о переходе выборов в иное качество: плебисцитарного одобрения власти. 189

Рис. 73 0.8

спс

0.6

яблоко

0.4

единая россия

против всех рпп родина

0.2 0.0

лдпр -0.2 -0.4 -0.6

апркпрф

-0.8 -1.0 -1.3

-0.9

-0.5

-1.00e-1

0.3

0.7

1.1

фактор 3

лдпр против всеx яблоко рпп

0.6 0.4 0.2

единая россия

родина

0.0 -0.2 -0.4

кпрф апр

спс

-0.6 0.8 0.6 0.4 0.2 0.0 -0.2 -0.4 -0.6 -0.8 -1.0

фактор 2

-1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

фактор 1

Тезис о том, что активнейшее использование для мобилизации поддержки «Единой России» административного ресурса стало одной из качественных особенностей кампании, находит свое подтверждение в результатах регрессионного анализа. Получена модель с суммарной объяснительной силой 68 % общей вариации. R²=0,68; F-отношение 88,5 значимо на уровне p<0,0000.., стандартная ошибка оценки составляет 0,54. В модели всего два предиктора с бета-коэффициентами (таблица 67). 190

Таблица 67 BETA

t

p-level

Доля русского населения

0,657434

9,027349

0,00..

Доля городского населения

0,256473

3,52168

0,00..

Позицию ключевого предиктора окончательно занимает «доля русского населения». В данном случае это отражает именно активное использование административного ресурса региональными элитами национальных республик (в меньшей степени — автономных округов). Красноречиво геометрическое представление регионов в пространстве первых двух факторных переменных. По первой компоненте противостояние «национальные республики — столицы + Дальний Восток + промышленные регионы Сибири и Урала» видна вполне четко (рис. 74). Рис. 74 4

москва санкт-петербург

3

2

чечня

1

ингушетия кчр татрстан

мордовия кбр тува

0

якутия карелия свердловская янао московская челябинская сахалинская приморье красноярский рязанская

дагестан

агинский

воронежская липецкая чувашия курганская

-1

уобао

-2

-3

-4

-3

-2

-1

оренбургская

0

1

2

Также в этой связи следует обратить внимание на распределение переменной «поддержка “Единой России”». Примечательно, что в этом плане «Единая Россия» стала в гораздо большей степени «наследником» ОВР, которое опиралось на национальные республики, нежели «Единства», поддержка которого в 1999 г. характеризовалась нормальным распределением. Голосование за «Единую Россию», как это показано на рис. 75 ниже, приобретает выраженную асимметрию в распределении. «Правое крыло» — интервалы наиболее сильной электоральной поддержки — образуют именно национальные республики (рис. 75). 191

Рис. 75 Поддержка «Единства» в 1999 г.

Поддержка «Единой России» в 2003 г.

EDIN

ER 16

30

14 12 20

10 8 6

10

4 2 0 0.0

10.0

15.0

30.0

25.0

40.0

35.0

50.0

45.0

60.0

55.0

0

70.0

.0 80 .0 75 .0 70 .0 65 .0 60 .0 55 .0 50 .0 45 .0 40 .0 35 .0 30 .0 25

5.0

20.0

65.0

Самые высокие показатели — Чечня, Кабардино-Балкария и Мордовия Вторым предиктором, хотя и со значительно меньшей предсказательной силой, становится «доля городского населения», и с поддержкой «партии власти» она также, как и переменная «доля русского населения», связана отрицательно. Таким образом, электоральной опорой «партии власти» — впервые за всю электоральную историю современной России — становятся национальные и слабо урбанизированные территории. Вот что пишет по этому поводу В. Звоновский: «Если сравнить электоральную карту РФ десятилетней давности с сегодняшней, то обнаружится разительная их несхожесть. Если в начале 1990-х годов находящиеся у власти политические движения и лидеры (включая Президента) опирались прежде всего на жителей крупных городов и экономически продвинутых регионов, то теперь основными центрами их поддержки выступают национальные республики и сельские, слабоурбанизированные области страны. Такое изменение, безусловно, связано как с авторитаризацией государственного управления, упразднением или выхолащиванием ряда демократических практик, так и с колебаниями вектора массовых предпочтений, в которых сейчас доминирует тяга к “стабильности”. По сути дела, то, что происходит сегодня на российском электоральном поле, можно определить как образование в границах РФ двух самостоятельных стран. Одна из них (порядка 15–20 % жителей России) находится под устойчивым административным влиянием, которое обеспечивает мобилизацию электоральной поддержки в пользу кандидатов и партий, заручившихся поддержкой местных руководителей. Население другой сохраняет относительную самостоятельность в электоральном выборе» 210. Структурную оппозицию по второй факторной переменной формируют СПС и «Яблоко», с одной стороны, и КПРФ и АПР, с другой. Интерпрета192

ция второй компоненты, таким образом, напрашивается сама собой. Здесь мы имеем тот самый «лево-правый», «консервативно-реформистский» раскол, который являлся доминирующим в электоральном пространстве до 1999 г. включительно. Однако теперь он расположен на оси только второго фактора, совокупная объяснительная сила которого не превышает 20 % общей вариации. Таким образом, подтверждается высказанный выше тезис о существенном снижении значимости идеологического размежевания для структурирования электорального пространства. В то же время о полном исчезновении этого раскола говорить явно преждевременно. Регрессионная модель второго фактора объясняет около половины всей вариации переменных. R²=0,49; F-отношение 27 значимо на уровне p<0,0000.., стандартная ошибка оценки составляет 0,72. В модели всего три предиктора с бета-коэффициентами (таблица 68). Таблица 68 BETA

t

p-level

Доля городского населения

0,578073

6,334875

0,00..

Компьютеры на 100 рабочих мест

0,420616

5,342657

0,00..

Доля русского населения

–0,41123

–4,53274

0,00..

Два предиктора — «доля городского населения» и «число компьютеров на 100 рабочих мест» — типичны для лево-правого раскола на предыдущих выборах. В то же время, в модели остается предиктор «доля русского населения», который становится ключевым для интерпретации факторного пространства в целом. Для третьего и четвертого факторов (рис. 76) подобрать содержательные интерпретации сложнее. Факторно-структурную оппозицию по третьему фактору формируют СПС и ЛДПР; это можно интерпретировать как идеологически разные формы оппозиционности власти — либеральную и националистическую. По оси четвертого фактора наблюдается противостояние «Родины» и (в меньшей степени) КПРФ, с одной стороны, и блока «РПП — ПСС». Здесь, вероятно, речь идет о разных формах «левого» протеста. Качественных регрессионных моделей для третьей и четвертой главных компонент построить не удалось. В то же время примечательно, что среди предикторов третьей переменной, «разводящей» СПС и ЛДПР, присутствует все то же «русское население» (естественно, эта переменная положительно влияет на поддержку ЛДПР). В факторе «левого протеста» единственным значимым предиктором оказалась «доля лиц с высшим образованием»: электорат «Родины» более образован, чем электорат Партии пенсионеров. 193

Рис. 76 0.6

родина

0.4

кпрф против всеx

0.2

единая россия 0.0

лдпр

спс -0.2

апр -0.4

рпп

-0.6

-0.8 -0.8

-0.6

-0.4

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

Президентские выборы 2004 г. Последние президентские выборы проходили в охарактеризованных выше условиях консолидации моноцентричного режима и «навязанного консенсуса» элит. Более того, итоги парламентских выборов 2003 г. еще больше способствовали закреплению этих тенденций: впервые «партия власти» получила конституционное большинство в парламенте и установила полный контроль над законотворческим процессом. В такой ситуации президентские выборы 2004 г. оказались полностью лишены какой-либо интриги и приобрели репутацию самой «скучной» электоральной кампании за весь период с 1991 года. Уверенная победа инкумбента в лице В. Путина была предопределена заранее; как и в 1999 г., президент фактически не вел активной избирательной кампании. У некоторых наблюдателей даже возникали сомнения относительно того, будет ли достигнут необходимый (50 %) уровень явки: настолько фактически безальтернативными выглядели выборы. Однако этим опасениям не суждено было оправдаться, общий уровень электоральной активности существенно превысил требуемый минимум (особенно за счет национальных республик, где явка колебалась в среднем от 80 до 97 %). Кроме «заранее известного победителя» — В. Путина (71,31 %), в кампании приняли участие представители двух парламентских партий: Н. Харитонов от КПРФ и О. Малышкин от ЛДПР, получившие 13,7 % и 2 % голосов соответственно. Участие в ключевых федеральных выборах отнюдь не первых лиц партий (Н. Харитонов в большей степени «исторически» связан с АПР, О. Малышкин ранее являлся личным охранником В. Жириновского) само по себе красноречиво свидетельствует о реальном уровне конкуренции. Г. Зюга194

нов и В. Жириновский явно не желали идти на заведомо низкий результат; в то же время полный отказ от участия в кампании негативно сказался бы на поддержке возглавляемых ими партий. Из кандидатов ярко выраженной правой ориентации в выборах приняла участие И. Хакамада. При этом СПС, к этому времени фактически расколовшийся по вопросу о поддержке В. Путина, ее официально не поддержал. «Яблоко» не стало принимать участие в выборах по принципиальным соображениям, выражая протест против их фактически безальтернативного характера. Левых, кроме Н. Харитонова, представлял также один из лидеров «Родины» С. Глазьев. После выборов 2003 г. (а по мнению некоторых наблюдателей, еще в процессе кампании) этот электоральный проект Кремля в существенной мере вышел из под контроля. Практически сразу по завершении кампании обострились отношения между двумя ключевыми фигурами проекта — Д. Рогозиным и С. Глазьевым. Решение последнего принять участие в президентских выборах вопреки воле администрации президента было негативно оценено Д. Рогозиным и поддерживающей его частью «Родины» (на тот момент — большинством). В результате С. Глазьев вышел на старт кампании, не имея сколько-нибудь серьезных ресурсов, поэтому логичным выглядит его более чем скромный результат — 4,1 % голосов. Наконец, участие в выборах целиком лояльного В. Путину спикера Совета Федерации С. Миронова носило преимущественно тактический характер. Вероятно, Кремль опасался снятия кандидатур всех оппонентов инкумбента, что привело бы к срыву выборов. На этот случай требовался надежный дублер, и его функцию выполнил С. Миронов. Общие результаты выборов приведены в таблице 69. Таблица 69 N 1 2 3 4 5 6

Фамилия кандидата Глазьев Сергей Юрьевич Малышкин Олег Александрович Миронов Сергей Михайлович Путин Владимир Владимирович Хакамада Ирина Муцуовна Харитонов Николай Михайлович Число голосов избирателей, поданных против всех кандидатов

Голосов «За» 2850063 1405315 524324 49565238 2671313 9513313

%% 4,10 % 2,02 % 0,75 % 71,31 % 3,84 % 13,69 %

2396219

3,45 %

В факторный анализ были включены все пункты бюллетеня, за исключением С. Миронова и О. Малышкина, набравших менее 3 % голосов. Существенное отклоняется от нормального распределения голосование за С. Глазьева за счет одного сильного выброса: в Красноярском крае, где в 2003 г. Глазьев участвовал в губернаторских выборах, его поддержка оказалась намного выше, чем в среднем по России. Данный случай был удален. 195

Рис. 77 Распределение поддержки С. Глазьева GLAZ 40

30

20

10

0 0.0

2.0

1.0

4.0

3.0

6.0

5.0

8.0

7.0

10.0 9.0

12.0

11.0

14.0

13.0

16.0

15.0

17.0

17,2 % — Красноярский край В итоге была получена модель высокой объяснительной силы (90,5% общей вариации), включающая всего две главных компоненты (Таблица 70). Таблица 70 Собственное значение

% общей вариации

Суммарное значение

% Сумм. вариация

1

3,346902

66,93803

3,346902

66,93803

2

1,179262

23,58524

4,526164

90,52327

Бросается в глаза очень высокое по сравнению с предыдущими кампаниями собственное значение первого фактора — 67 %. Частично это объясняется тем, что в анализе участвует меньше переменных. Однако в большей степени усиление роли первого фактора обусловлено характером выборов как «плебисцита о доверии В. Путину». Общая динамика изменений собственного значения первой главной компоненты на российских федеральных выборах воспроизводится на рис. 78. Рис. 78 Динамика собственных значений первой факторной переменной 1991г

47,17

1993г

41,28

70

1995г

30,05

60

1996г

42,01

40

1999г

43,96

30

2000г

35,65

10

2003г

40,64

2004г

66,9

80

50

20 0 1991г

1993г

196

1995г

1996г

1999г

2000г

2003г

2004г

Матрица факторного отображения и ее двухмерное геометрическое представления выглядят следующим образом (таблица 71 и рис. 79). Таблица 71 Переменные

Ф1

Ф2

Глазьев (GLAZ)

0,916404

0,078822

Путин (PUTIN)

–0,94703

0,292138

Хакамада (HAKAM)

0,586114

0,725736

Харитонов (HARIT)

0,69684

–0,68916

Против всех (PROTIV)

0,883808

0,293389

Объясненная вариация

3,346902

1,179262

От всей вариации

0,66938

0,235852

Рис. 79 1.0

ХАКАМАДА

0.8 0.6 0.4

ПРОТИВ ВСЕX

ПУТИН

0.2

ГЛАЗЬЕВ

0.0 -0.2 -0.4

ХАРИТОНОВ

-0.6 -0.8 -1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

Полученная картина сильно напоминает геометрическое представление результатов факторного анализа выборов 2003 г. Имеется ярко выраженное факторно-структурное доминирование В. Путина, который противостоит по оси первой латентной переменной всем остальным кандидатам. Как и на последних парламентских выборах, и даже в еще большей степени, электоральное пространство оказывается организованным вокруг «властного» измерения. Вполне ожидаемы и результаты множественной регрессии. Во-первых, получена сравнительно низкая по объяснительной силе модель — около 40 % вариации. R²=0,4; F-отношение 57,2 значимо на уровне p<0,0000.., стандартная ошибка оценки составляет 0,77. Ослабление объяснительной силы модели связано с тем, что В. Путин использовал в чистом виде «консолидирующую» стратегию (даже по сравнению с «Единой Россией» на парламентских выборах 2003 г.), апеллируя ко всей нации: в ином случае он не смог бы набрать более 70 % голосов. Соответственно, сложнее идентифицировать социальные и территориальные группы, формирующие разли197

чия по первой факторной переменной. И все же, имеется один — и только один — сильный предиктор первой компоненты. Это, как мы и ожидали, доля русского населения по регионам России (таблица 72). Таблица 72 BETA Доля русского населения

0,634194

t 0,083862

p-level 0,00..

Фактор русского населения, положительно связанный с первой главной компонентой (соответственно, отрицательно связанный с поддержкой В. Путина), свидетельствует о том, что административная мобилизация и конформистские настроения в национальных регионах становятся ключевой составляющей, определяющей распределение электоральной поддержки по субъектам федерации. В этом плане структурирование электорального пространства президентской кампании 2004 г. очень сходно со структурированием электорального пространства парламентских выборов 2003 г., но при этом на президентских выборах сложившиеся раннее тенденции присутствуют еще более выпукло и явно. Выше мы наблюдали различия в распределении «партии власти» образцов 1999 г. («Единство») и 2003 г. («Единая Россия»). Совершенно аналогичная картина наблюдается и для изменений в распределении поддержки В. Путина от его первых президентских выборов ко вторым (рис.80). Рис. 80 Поддержка В. Путина в 2000 г.

Поддержка В. Путина в 2004 г.

PUTIN 14 12 10 8 6 4 2 0

85

80

75

70

65

60

55

50

45

40

35

30

25

.0

.0

.0

.0

.0

.0

.0

.0

.0

.0

.0

.0

.0

Как и в случае с «Единой Россией», происходит трансформация симметричного распределения в лево-асимметричное за счет нетипично высокой поддержки в национальных регионах. Так как именно поддержка «Единой России» в 2003 г. и поддержка В. Путина в 2004 г. являются доминантными переменными (формирующими ключевую структурную оппозицию), логично предположить, что аналогичным образом меняется и распределение первой факторной переменной. Действительно, гистограммы ниже четко подтверждают эту гипотезу: в 2003 г. 198

происходит асимметричное смещение распределения первой главной компоненты, которое в 2004 г. становится еще более выраженным (рис. 81). Так как первая факторная переменная и поддержка власти в обоих случаях связаны между собой отрицательно, левой асимметрии распределения поддержки «Единой России» и В. Путина соответствует правая асимметрия в распределении первого фактора. Именно такой тип асимметрии характерен для переменной «доля русского населения» (см. правую нижнюю часть рис. 81). Рис. 81 1991 г.

1993 г.

12

12

10

10

8

1995 г. 10

8

8

6 6

6

4

4

4 2

2

2 0 25 2. 75 1. 25 1.

5 .7

0 -2.00 -1.50 -1.00 -.50 0.00

50 2. 5 2 2. 0 0 2. 5 7 1. 0 5 1. 5 2 1. 0 0 1. 5 .7 0 .5 5 .2 0 0 0.25 -. 0 5 -. 5 7 -. 00 . -1 25 . -1 50 . -1 75 . -1 00 . -2 25 . -2

5 .2 25 -. 75 -. 5 .2 -1 5 .7 -1 5 .2 -2 5 .7 -2

0

1996 г. (1 тур)

-1.75 -1.25 -.75 -.25

1999 г.

.50

.25

1.00 1.50 .75

1.25 1.75

2000 г.

12

30

10

8

20

6

4

10

2

0 00 2. 50 1. 00 1.

0 .5 00 0. 50 -. 0 .0 -1 0 .5 -1 0 .0 -2 0 .5 -2 0 .0 -3

2003 г.

0 -3.00

2004 г.

14

20

-2.00

-2.50

-1.00

-1.50

0.00

-.50

1.00

.50

2.00

1.50

3.00

2.50

3.50

доля русского населения 30

12 10

20 8 10

6

10

4 2 0

0

0 25 1. 0 0 1.5 .70 .5 5 .2 0 0 0. 5 2 -.50 -. 5 7 -. 0 .0 -1.25 -1 50 . -1 75 . -1 00 . -2 25 . -2.50 -2 75 . -2.00 -3.25 -3

50 2. 00 2. 50 1. 00 1.

0 .5 00 0. 50 -. 0 .0 -1 0 .5 -1 0 .0 -2 0 .5 -2 0 .0 -3 0 .5 -3

0.0 10.0 20.0 30.0 40.0 50.0 60.0 70.0 80.0 90.0 5.0 15.0 25.0 35.0 45.0 55.0 65.0 75.0 85.0 95.0

Аналогичный процесс нарушения симметричности распределения происходит с электоральной активностью. До 1999 г. включительно явка обладает выраженным нормальным распределением. Однако в период с 2000 г. 199

по 2004 г. обозначается значительный рост явки в национальных регионах, что идет вразрез с общероссийской тенденцией к снижению явки (рис. 82) Это обусловлено, вне всякого сомнения, консолидацией административного ресурса, который (благодаря использованию клановых и клиентельных сетей) особенно силен именно в национальных республиках 211. Рис. 82 1991 г.

1993 г.

10

14 12

8

10 6

8 6

4

4 2

2 0 .0 85 .0 83 .0 81 .0 79 .0 77 .0 75 .0 73 .0 71 .0 69 .0 67 .0 65 .0 63

0 25.0 30.0 35.0 40.0 45.0 50.0 55.0 60.0 65.0 70.0 27.5 32.5 37.5 42.5 47.5 52.5 57.5 62.5 67.5 72.5

1995 г.

1996 г.

12

12

10

10

8

8

6

6

4

4

2

2

0

.0 75 .0 73 .0 71 .0 69 .0 67 .0 65 .0 63 .0 61 .0 59 .0 57 .0 55 .0 53

0 60.0 62.0 64.0 66.0 68.0 70.0 72.0 74.0 76.0 78.0 61.0 63.0 65.0 67.0 69.0 71.0 73.0 75.0 77.0 79.0

1999 г

2000 г.

20

30

20

10

10

0 50.0

54.0

52.0

58.0

56.0

62.0

60.0

66.0

64.0

70.0

68.0

74.0

72.0

0 58.0 62.0 66.0 70.0 74.0 78.0 82.0 86.0 90.0

78.0

76.0

60.0 64.0 68.0 72.0 76.0 80.0 84.0 88.0 92.0

200

2003 г.

2004 г. 16

30

14 12 20

10 8 6

10

4 2 0 45.0

50.0 55.0

47.5

60.0 65.0

52.5 57.5

62.5

70.0

75.0 80.0

67.5 72.5

0 50.0 55.0 60.0 65.0 70.0 75.0 80.0 85.0 90.0 95.0

85.0

77.5 82.5

87.5

52.5 57.5 62.5 67.5 72.5 77.5 82.5 87.5 92.5 97.5

Общую динамику «структурной рокировки» — изменения содержательной нагрузки первой главной компоненты с «лево-правого» размежевания к «властному» — иллюстрирует также факторный анализ, выполненный по результатам парламентских и президентских выборов одновременно. Такой метод 212 позволяет увидеть движение партий и кандидатов в электоральном пространстве от выборов к выборам. Так, для парламентских выборов картина следующая (рис. 83). Рис.83 (Цифры 5, 9, 3 в обозначениях партий соответствуют выборам 1995, 1999 и 2003 г. соответственно). 1.0

овр 0.6

ндр5

единая россия двр5 спс03

0.2

апр5 кпрф3 -0.2

апр3

единство апр03

кпрф9

-1.0 -1.0

-0.6

против всех родина против всех03 блок жириновского

кпрф5 -0.6

яблоко5,9,3 против всеx5 спс9

лдпр5 лдпр3

кпрф03

-0.2

0.2

лдпр03

0.6

1.0

Стрелками показаны наиболее заметные смещения: переход КПРФ с оси первого фактора на ось второго фактора и переход «партий власти» — НДР, ОВР и «Единой России» — с оси второго фактора на первый. 201

Для президентских выборов картина следующая (рис. 84). Рис. 84 (Цифры 6, 0, 4 после обозначений кандидатов соответствуют выборам 1996, 2000 и 2004 гг. соответственно). 1.0

зюганов0 харитонов4

зюганов6

0.6

малышкин 0.2

тулеев0

-0.2

-0.6

глазьев4 жириновский6 лебедь6 жириновский0 хакамада4 явлинский6 явлинский0

путин4 путин0 ельцин6

-1.0 -1.0

-0.6

-0.2

0.2

0.6

1.0

Здесь также видно разнонаправленное движение коммунистов (Г. Зюганова и Н. Харитонова) и представителей «властного» лагеря. Представители последнего — Б. Ельцин (1996 г.) и В. Путин (2004 г.) смещаются в факторном пространстве с оси второго фактора на первый. Вернемся к анализу электорального пространства на выборах 2004 г. По оси второго фактора наблюдается структурная оппозиция И. Хакамада — Н. Харитонов. Это также очень напоминает соответствующую главную компоненту парламентской кампании 2003 г., когда оппозицию формировали КПРФ+АПР и «Яблоко»+СПС. Таким образом, второй координатной осью электорального пространства выступает размежевание «левые — правые». В то же время, сильную регрессионную модель для второго фактора в 2004 г. построить не удалось (максимальная объяснительная сила даже для модели с включением — около 20 % вариации). В «слабой» модели, тем не менее, выделяются такие предикторы, как доля лиц с высшим образованием и отношение доходов к прожиточному минимум (обе положительно связаны с поддержкой И. Хакамады, что вполне объяснимо). Однако «не работают» такие традиционные для «лево-правого» раскола предикторы, как демографическая нагрузка и доля городского населения. Это свидетельствует о том, что и в «лево-правом» измерении происходят некие важные смещения, которые пока что трудно охарактеризовать содержательно. 202

Геометрическое представление регионов в пространстве двух главных компонент выглядит вполне ожидаемо и вновь очень напоминает аналогичную картину 2003 года. По первому фактору полюса образуют национальные регионы, прежде всего, республики и дальневосточные территории + Москва + развитые промышленные регионы. Как и в 2003 г., национальные республики позиционированы только по оси первого фактора. Только на противоположном фланге (на рисунке — правом) намечается размежевание по оси второго фактора, где противостояние образуют Москва и целый «кластер» южных территорий (Черноземье + Оренбургская область + Чувашия), рис. 85. Рис.85 3.5

москва

2.5

якутия санкт-петербург магаданская свердловская томская хабаровский московская приморье иркутская

1.5

чечня 0.5

-0.5

ингушетия дагестан осетия

агинский тува

хакасия тульская воронежская чувашия белгородская тамбовская

-1.5

-2.5 -3.5

-2.5

-1.5

-0.5

0.5

1.5

2.5

Следует сказать несколько слов о позиции «против всех кандидатов», которую мы постоянно включали в факторный анализ (единственное исключение — парламентские выборы 1993 г, когда она не учитывалась при подсчете результатов голосования). Прежде всего, обращает на себя внимание удивительная структурная устойчивость этой переменной. Анализ положения позиции «против всех» в электоральном пространстве (см. рис. 83) быстро приводит к выводу о том, что эта переменная всегда входит в состав структурной оппозиции по первой главной компоненте, — несмотря на то, что с 1991 по 2004 г. содержание этого размежевания существенно меняется. Более того, позиция «против всех» в каждом случае структурно противостоит альтернативе доминирующего выбора. «Против всех» оказывается в структурной оппозиции 213: • на президентских выборах 1991 г. — Б. Ельцину; • на парламентских выборах 1995 г. — кластеру левых партий «во главе» с КПРФ; 203

• на президентских выборах 1996 г. — Г. Зюганову • на парламентских выборах 1999 г. — КПРФ; • на президентских выборах 2000 г. — В. Путину; • на парламентских выборах 2003 г. — «Единой России»; • на президентских выборах 2004 г. — В. Путину. Примечательно, что в 2004–2005 гг. структурное противостояние «против всех» и «партии власти» — «Единой России» — также характерно для подавляющего большинства выборов депутатов региональных законодательных собраний. Был проведен корреляционный анализ выборов соответствующего уровня в 31 регионах России 214. Из этих случаев только в двух — Алтайском крае и Амурской области — отсутствует отрицательная корреляция между поддержкой «Единой России» и голосованием «против всех партийных списков» (причем в Алтайском крае «Единой России» не удалось победить) 215. Таким образом, правомерно говорить о голосовании «против всех» как об устойчивом структурном противовесе доминирующей альтернативе. В чисто практическом плане это означает, что при анализе результатов голосований эту переменную можно использовать как один из индикаторов политического протеста. При этом переменная «голосование против всех» не имеет устойчивого набора предикторов. Так, в 1991 и 1995 гг. существенным регрессором оказывается средняя продолжительность жизни. В 1999 и 2004 гг. — доля городского населения. В 1995, 1999 и 2000 гг. — число компьютеров на 100 рабочих мест (таблица 73). Таблица 73 Бета-коэффициенты Предикторы

1991

1995

демографическая нагрузка

1996

1999

2000

2003

2004

–1

доля городского населения

0,47

высшее образование компьютеры на 100 раб. мест продолжительность жизни

–0,36 0,33 –0,4

0,5

0,3

0,29

–0,47

доля русского населения

0,34

0,51

объем платных услуг

0,5

0,7

миграционный прирост

0,3

уровень безработицы компьютеры в собственности на 100 домохозяйств Заработная плата к прожиточному минимум Инвестиции Доходы бюджета к численности населения

–0,35 0,41 –0,65 –0,3 1,13 204

Рис. 86 1991 г.

1995 г 16

12

14

10

12 8

10 8

6

6 4

4 2

2 0

0

7.

6.

6.

5.

5.

4.

4.

3.

3.

2.

2.

1.

.5

1.

00

50

00

50

50

00

00

00

50

00

50

50

0

00

63 3. 38 3. 13 3.

88 2. 63 2. 38 2.

13 2. 88 1. 63 1. 38 1.

13 1.

8 .8

1996 г. (1 тур)

1996 г. (2 тур)

16

14

14

12

12

10

10

8

8 6

6 4

4 2

2 0

0

1.00

2.00

50 3. 25 3. 00 3. 75 2. 50 2. 25 2. 00 2. 75 1. 50 1. 25 1. 00 1.

0 .5

5 .7

1.50

3.00

2.50

4.00

3.50

1999 г.

5.00

4.50

6.00

5.50

7.00

6.50

8.00

7.50

8.50

2000 г. 20

12

10

8

6

10

4

2

0

0

5 .7

75 5. 25 5. 75 4. 25 4. 75 3. 25 3. 75 2. 25 2. 75 1. 25 1.

5 .2

25 6. 75 5. 25 5. 75 4. 25 4. 75 3. 25 3. 75 2. 25 2. 75 1. 25 1.

5 .7

5 .2

2003 г.

2004 г.

16

16

14

14

12

12

10

10

8

8

6

6

4

4

2

2 0

0 .50

1.50 1.00

2.50

2.00

3.50

3.00

4.50

4.00

5.50

5.00

0.00

6.50

6.00

1.00 .50

7.00

205

2.00

1.50

3.00

2.50

4.00

3.50

5.00

4.50

6.00

5.50

6.50

Примечательно, в то же время, усиление предиктора «доля русского населения» в последнем электоральном цикле. Выше мы уже говорили о возрастающей роли размежевания «русские регионы — национальные регионы» в структурировании электорального пространства российских федеральных выборов. В этой связи отдельного рассмотрения заслуживает одномерная структурная трансформация переменной «против всех», другими словами, изменения в ее распределении (рис. 86). На рисунке выше довольно четко виден переход от нормального распределения в 1991–2000 гг. к выраженной левосторонней асимметрии в 2003– 2004 гг. Та же динамика характерна для распределения первой факторной переменной. Кроме того, в последнем электоральном цикле распределение голосования против всех приобретает «квази-бимодальный» характер: наряду с основной модой 216 в 4,5 % (2003 г.) и 3–3,5 % (2004 г.) возникают модальные значения в 1,5 % и 1 % соответственно. Вокруг этих значений формируется отдельная группа регионов, представленная почти исключительно национальными субъектами федерации (на рисунке выше обведены кругами). Фактически, указанные изменения в распределении свидетельствуют о нарушении однородности изучаемой совокупности. Это еще одна яркая иллюстрация тезиса о «возникновении в границах России двух самостоятельных стран», различающихся по уровню конформизма и эффективности административного ресурса.

Структуры электорального пространства России: проблема устойчивости Рассмотрение структурных и динамических характеристик российского электорального пространства позволяет сделать следующие основные выводы. Во-первых, изменение базовой структуры электоральных альтернатив, смещение «силы тяжести» с лево-правого раскола на «властное» измерение, произошедшее в 1999–2000 гг., отражает содержательные особенности российского политического процесса, конфигурацию и характер взаимодействия политических элит. Это позволяет говорить о структурном анализе электорального пространства как об эффективном инструменте количественного исследования глубинных, долгосрочных трендов в российской политике. Вовторых, подтверждается гипотеза о влиянии социальных расколов на структурирование электорального пространства. Показатель суммарного влияния независимых переменных (R²), характеризующих большие группы с социально-экономической и демографической точек зрения, во всех случаях колеблется от 0,4 до 0,8. По меркам политической науки, такое качество модели можно считать вполне удовлетворительным. Таким образом, правомерно го206

ворить о высокой эвристической способности теории размежеваний как метода изучения структурных оппозиций электорального пространства. В то же время необходимы дополнительные аргументы в пользу того, что выявленные пространственные структуры не являются случайным эффектом рассмотренных данных. В этом направлении существует несколько исследовательских стратегий, лежащих в одном концептуальном русле. Требуется убедиться, что ключевые структурные характеристики выборов воспроизводятся на разных территориальных уровнях. С этой целью сопоставим результаты, полученные в ходе анализа структур в разрезе субъектов федерации, с результатами анализа в разрезе территориальных избирательных комиссий (ТИК). Этот уровень в целом соответствует границам муниципальных образований в их «дореформенном» варианте. Второй путь также заключается в анализе данных по ТИК, но в рамках каждого из регионов по отдельности. Этому исследованию мы целиком посвятим следующую главу. Итак, с целью обоснования устойчивости структурных конфигураций на федеральных выборах в России были взяты данные по ТИК (примерно 2800 случаев) за 1995, 1996 (1 тур), 1999, 2000, 2003 и 2004 года. Для более ранних выборов 1991 и 1993 гг. мы, к сожалению, не располагаем доступными данными в разрезе территориальных комиссий. Анализ, как и ранее, производился методом главных компонент без вращения. На парламентских выборах 1995 г. полностью воспроизводится структурная оппозиция по первому фактору: лево-правый раскол между КПРФ, АПР, блоком «Коммунисты — Трудовая Россия» с одной стороны, и «Яблоком» и ДВР, с другой. По второму фактору также сохраняется противостояние ЛДПР и НДР, хотя «Наш дом — Россия» по результатам анализа ТИК и не находится на «крайнем» полюсе структурной оппозиции. Обращает на себя внимание также близость КРО к «Яблоку» и ДВР, ЛДПР к «против всех» (по второму фактору) и т. д. В целом, получившиеся геометрические представления обладают очень большим сходством (рис. 87). Рис. 87 1995 – уровень регионов 1.0

1995 – уровень ТИК 0.8

лдпр

0.8 0.6

кпрф

0.6

против всеx

двр

0.4

ндр

0.4 0.2

яблоко

коммунисты-ссср

кро

-0.4

-0.8

-0.6

яблоко кро

-0.2

коммунисты

-0.4

двр

ндр

-0.6 -0.8 -1.0

0.0

кпрф апр

0.0 -0.2

апр

0.2

-0.4

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

207

-0.8 -1.1

лдпр

против всеx

-0.6

-0.9

-0.7

-0.5

-0.3

-0.1

0.1

0.3

0.5

0.7

На президентских выборах 1996 г. структурные конфигурации на уровне регионов и на уровне ТИК практически полностью идентичны. По первому фактору наблюдается оппозиция «Г. Зюганов — все остальные», по второму — противостояние Б. Ельцина и В. Жириновского (рис. 88). Рис. 88 1996 — уровень регионов 0.8 0.6 0.4

1996 — уровень ТИК 0.8

жириновский лебедь

ельцин 0.6

зюгано

0.4

против всеx явлинский

0.2

0.2

0.0

0.0

-0.2

-0.2 Factor 2

-0.4

явлинский

против лебедьвсеx

-0.4 -0.6

-0.6

ельцин

-0.8 -1.0 -1.2

зюгано

-0.8

-0.4

0.0

0.4

жириновский

-0.8

0.8

-1.0 -1.2

1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

Factor 1

Также довольно точно воспроизводятся структуры на парламентских выборах 1999 г. По оси первой главной компоненты мы видим противостояние «кластера» в составе СПС, «Яблока» и «против всех» и КПРФ. По второму фактору сохраняется оппозиция «Единства» и ОВР (рис. 89). Рис. 89 1999 – уровень регионов 0.8

1999 – уровень ТИК 1.0

овр

0.6

блок жириновского

яблоко спс 0.6

0.4

против всеx

единство

спс яблоко

против всеx

0.2

0.2

0.0 -0.2

кпрф блок жириновского

-0.4 -0.6

кпрф

-0.6

овр

единство

-0.8 -1.0 -1.0

-0.2

-0.6

-0.2

0.2

0.6

1.0

-1.0 -0.8

-0.6

-0.4

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

Единственный случай, когда факторные структуры на уровне ТИК заметно отличаются от структур на уровне регионов, — президентские выборы 2000 г. Оппозиция «Путин — все остальные» переходит на ось второго фактора, а оппозиция «Зюганов — Явлинский» — на ось первого. Частично это объясняется ощутимыми отклонениями переменной «поддержка Г. Явлинского» от нормального распределения в случае с данными территориальных избира208

тельных комиссий. Частично — «транзитным» характером самих выборов, когда и происходит переход от одного типа структурной оппозиции (раскол «левые — правые» как основной) к другому (раскол «власть — не власть» как основной). Однако даже с учетом несовпадения первого и второго факторов для данных по ТИК и данных по регионам, отношения между элементами в очень большой степени сохраняются. Нетрудно заметить, что если мы повернем одно из геометрических представлений на 90º вокруг начала координат (0;0), мы получим практически точную копию второго геометрического представления (рис. 90). Рис. 90 2000 – уровень регионов

2000 – уровень ТИК 1.4

1.2

ЗЮГАНОВ

ПУТИН

1.0

0.8

0.6

0.4

ТУЛЕЕВ 0.2

ЖИРИНОВСКИЙ

ЖИРИНОВСКИЙ

0.0

ПРОТИВ ВСЕX

-0.4

-0.8 -1.0

-0.8

-0.6

-0.6

ЯВЛИНСКИЙ

ПУТИН -0.4

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

1.2

-1.0 -0.8

ЯВЛИНСК

ТУЛЕЕВ

-0.2

ЗЮГАНОВ

-0.6

-0.4

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

О том, что на разных территориальных уровнях для выборов 2000 г. наблюдается структурная преемственность, свидетельствуют и результаты корреляционного анализа. Для данных по ТИК характерно то же самое линейно-структурное доминирование В. Путина, что и для данных по регионам (таблица 74). Таблица 74 Жириновский

Зюганов

Путин

Тулеев

Явлинский

Против всех

Жириновский

1,00

0,07

–0,08

–0,02

–0,14

–0,07

Зюганов

0,07

1,00

–0,68

–0,15

–0,32

–0,26

Путин

–0,08

–0,68

1,00

–0,36

–0,20

–0,22

Тулеев Явлинский Против всех

–0,02

–0,15

–0,36

1,00

–0,03

–0,05

–0,14

–0,32

–0,20

–0,03

1,00

0,92

–0,07

–0,26

–0,22

–0,05

0,92

1,00

На выборах депутатов Государственной Думы 2003 г. мы наблюдаем очень большое структурное сходство на уровне региональных и территориальных данных (рис. 91). В обоих случаях ключевой раскол пролегает меж209

ду «Единой Россией» и всеми остальными объектами. На оси второго фактора фиксируется противостояние «Яблока» + СПС и КПРФ + АПР. Несколько смещено положение ЛДПР; кстати, структурная неустойчивость этой партии характерна практически для всех выборов. Это связано с тем, что ЛДПР сравнительно слабо коррелирует с другими объектами, «плохо вписана» в систему корреляционных связей. Рис. 91 2003 – уровень регионов

2003 – уровень ТИК

0.8

0.8

спс

0.6

яблоко

0.4

единая россия

0.4

против всеx рпп родина

0.2

лдпр

кпрф

0.6

0.2

0.0

лдпр

0.0

апр

рпп против всеx родина

-0.2 -0.2

-0.4 -0.6

апркпрф

спс единая россия

-0.6

-0.8 -1.0 -1.4

яблоко

-0.4

-1.0

-0.6

-0.2

0.2

0.6

-0.8 -1.2

1.0

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

Структурное доминирование «Единой России» мы также можем наблюдать, изучая матрицу интеркорреляций (данные по ТИК, таблица 75.). Таблица 75 СПС

РПП

Яблоко

АПР

Родина

ЛДПР

ЕР

КПРФ

Против

СПС

1,00

0,06

0,59

–0,28

0,36

–0,26

–0,26

–0,23

0,30

РПП

0,06

1,00

0,17

–0,01

0,08

0,25

–0,37

0,00

0,25

Яблоко

0,59

0,17

1,00

–0,37

0,59

0,01

–0,41

–0,25

0,55

АПР

–0,28

–0,01

–0,37

1,00

–0,24

0,12

–0,27

0,24

–0,26

Родина

0,36

0,08

0,59

–0,24

1,00

0,09

–0,54

–0,03

0,50

ЛДПР

–0,26

0,25

0,01

0,12

0,09

1,00

–0,54

0,20

0,33

ЕР

–0,26

–0,37

–0,41

–0,27

–0,54

–0,54

1,00

–0,43

–0,52

КПРФ

–0,23

0,00

–0,25

0,24

–0,03

0,20

–0,43

1,00

–0,10

Против

0,30

0,25

0,55

–0,26

0,50

0,33

–0,52

–0,10

1,00

На президентских выборах 2004 г. структурные конфигурации объектов электорального пространства полностью идентичны (рис. 92) Ключевую оппозицию формируют В. Путин и все остальные кандидаты, второй раскол пролегает между «левыми» (Харитонов) и «правыми» (Хакамада). 210

Рис. 92 2004 — уровень регионов

2004 — уровень ТИК 1.0

1.0

ХАКАМАДА

0.8

0.4

0.6 0.4

ПРОТИВ ВСЕX

ПУТИН

0.2

ПРОТИВ ВСЕX

ПУТИН

0.2

ГЛАЗЬЕВ

0.0

0.0

-0.2

-0.2

ГЛАЗЬЕВ

-0.4

-0.4

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

ХАРИТОНОВ

-0.6

ХАРИТОНОВ

-0.6 -0.8 -1.2

ХАКАМАДА

0.8

0.6

-0.8 -1.2

1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

Структурное доминирование В. Путина вполне явно просматривается и в корреляционной матрице (данные ТИК, таблица 76). Таблица 76 Глазьев Путин Хакамада Харитонов Против

Глазьев 1,00 –0,51 0,48 0,05 0,57

Путин –0,51 1,00 –0,31 –0,81 –0,48

Хакамада 0,48 –0,31 1,00 –0,20 0,73

Харитонов 0,05 –0,81 –0,20 1,00 –0,03

Против 0,57 –0,48 0,73 –0,03 1,00

Таким образом, мы можем заключить, что структуры электорального пространства обладают высокой устойчивостью на различных территориальных уровнях.

211

ЭЛЕКТОРАЛЬНЫЕ ПРОСТРАНСТВА РОССИЙСКИХ РЕГИОНОВ

В предыдущем разделе мы анализировали степень устойчивости структурных характеристик электорального пространства на разных территориальных уровнях, сопоставляя результаты факторного анализа данных различных избирательных комиссий. Другой подход к обоснованию устойчивости электоральных структур заключается в сравнительном анализе электоральных пространств российских регионов, — как в едином временном срезе, так и в динамике. Найдут ли подтверждение на таком материале те тенденции, которые были зафиксированы на уровне общенациональном? Кроме того, какие гипотезы намечаются различиями между регионами, проявляющимися в разной структурной организации электорального пространства? Именно сравнительное кроссрегиональное исследование позволяет оценить роль в этом процессе местных элит. Было предпринято исследование широкого массива данных, а именно факторный анализ результатов парламентских выборов 1995, 1999 и 2003 г. по всем регионам российской федерации. Эмпирической базой исследования стала электоральная статистика в разрезе территориальных избирательных комиссий. В анализ не были включены лишь те территории, где число территориальных комиссий недостаточно для проведения факторного анализа: это Агинский (Бурятский), Чукотский, Эвенкийский, и Корякский автономные округа 217. На этом материале, как и на материале общероссийского исследования, прослеживается четкая тенденция к снижению значимости лево-правого раскола в региональных голосованиях в период с 1995 по 2003 год. Так, на выборах 1995 г. данный тип размежевания был однозначно доминирующим: в том или ином виде он присутствует почти в 80 регионах. При этом во многих регионах КПРФ располагалась как бы «в вершине» всех основных расколов, то есть формировала структурную оппозицию не только по первому, но и по второму расколу. Отсюда следует, что в 1995 г. компартия в значительной мере выступала структурообразующим элементом регионального электорального пространства РФ. Характерная «картинка» — голосование в Ямало-Ненецком АО (важно, что этот регион не относится к числу «красных») (см. рис. 93). Лево-правый электоральный раскол на думских выборах третьего созыва (1999 г.) присутствует в 63 регионах. Исключения составляют Дагестан, Горный Алтай, Ингушетия, Калмыкия, Коми, Мордовия, Татарстан, Тыва, Хабаровский и Приморский края, Архангельская, Магаданская, Мурманская и Новгородская области, Усть-Ордынский и Ямало-Ненецкий АО, Мо212

сква. Сам по себе этот перечень весьма примечателен. Сразу же бросается в глаза доминирование в нем национальных республик и дальневосточных и северных территорий; показательно также присутствие в списке Москвы. Результаты ряда электоральных исследований указывают на наличие в этих группах регионов особых типов электоральной культуры, особых оснований структурирования электорального пространства. Рис. 93 1.0

КПРф 0.6

ДВР 0.2

ЛДПР ЯБЛОКО -0.2

-0.6

НДР -1.0 -1.2

-1.0

-0.8

-0.6

-0.4

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

Помимо меньшей, по сравнению с 1995 г., распространенности левоправого размежевания, внимания заслуживает и сокращение числа регионов, в электоральном пространстве которых КПРФ играет роль доминирующей в структурных оппозициях партии. На парламентских выборах 1999 г. к таковым относятся преимущественно территории «красного пояса». Характерные примеры — Тамбовская, Орловская и Курская области, а также Северная Осетия, где на тот момент КПРФ была еще весьма популярна (см. рис. 94). На парламентских выборах 2003 г. происходит дальнейшее, и более существенное, сокращение присутствия лево-правого раскола в региональных электоральных полях. Подобное размежевание обнаруживается лишь в 43 регионах, что почти на треть меньше, чем в 1999 г. Значительно сокращается и число субъектов Федерации, где КПРФ играет структурообразующую роль в электоральном пространстве. Таковых в 2003 г. всего 17: это Брянская, Читинская, Ивановская, Калужская, Кировская, Костромская, Курганская, Курская, Липецкая, Оренбургская, Тульская, Владимирская, Волгоградская области, республики Северная Осетия и Хакасия, Ставропольский и Краснодарский края. Следует отметить, что из этих семнадцати 213

регионов в тринадцати (подавляющем большинстве) КПРФ получила большую долю голосов избирателей, нежели в среднем по России (12,65 %). В одном случае — в Читинской области — компартия повторила свой федеральный результат, и только в трех случаях ее электоральные показатели оказались ниже среднероссийских (Ивановская, Кировская и Костромская области). При этом нигде КПРФ не «опустилась» ниже 10,6 %. Это важный аргумент в пользу того тезиса, что положение партии в факторном электоральном пространстве влияет на ее результат. Рис. 94 Тамбовская область 1.0

Северная Осетия 1.2

единство

овр

1.0 0.6

0.8

блок жириновского

0.6 0.2

яблоко спс овр

0.4 0.2

-0.2

0.0 -0.2

-0.6

кпрф -1.0 -1.2

-1.0

-0.8

-0.6

-0.4

-0.2

0.0

0.2

0.4

единство спс яблоко блок жириновского кпрф

-0.4

0.6

-0.6 -1.4

-1.0

Орловская область

-0.6

-0.2

0.2

0.6

1.0

Курская область

1.2

1.4

единство кпрф

1.0

0.8

блок жириновского

0.6

0.4 0.2

кпрф

овр

-0.8

блок жириновского

-0.2

спс яблоко -0.4

-0.8 -1.2

овр яблоко спс

0.0

-0.4

0.0

0.4

0.8

-0.6

1.2

-1.0 -1.2

единство

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

Ниже в качестве иллюстрации приводятся геометрические представления факторного пространства и результат КПРФ для шести из названных выше территорий (рис. 95). Следует также отметить, что в семи регионах из семнадцати губернаторы на тот момент являлись членами КПРФ или сочувствовали этой партии. К таковым относятся Брянская область (Ю. Лодкин), Ивановская область (В. Тихонов), Костромская область (В. Шершунов), Курская область (А. Михайлов), Тульская область (В. Стародубцев), Владимирская область (Н. Виноградов) и Волгоградская область (Н. Максюта). Это подчеркивает способность элит (в данном случае — регионального руководства) оказы214

вать влияние на структурирование электорального пространства. Обеспечение структурного доминирования (или, по крайней мере, позиционирования по оси первой факторной переменной) поддерживаемой элитами партии увеличивает ее шансы на хороший результат. Рис. 95 Брянская область КПРФ — 20,06 %.

Читинская область КПРФ — 12,6 % 1.2

кпрф

0.8

кпрф

0.8

лдпр

0.4

лдпр 0.4

яблоко родина

родина яблоко спс

0.0

0.0

спс -0.4

-0.4

-0.8

-0.8

единая россия

-1.2 -0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

единая россия

-1.2 -0.8

1.2

-0.4

Курганская область КПРФ — 15,8 % 0.8

0.4

0.8

1.2

0.8

кпрф

0.4

лдпр

0.4

родина яблоко спс

0.2 0.0

0.0

яблоко спс родина

-0.2

1.2

Оренбургская область КПРФ — 18,9 %

лдпр единая россия

0.6

0.0

-0.4

-0.4 -0.8

-0.6

единая россия

кпрф

-0.8 -0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

-1.2 -0.6

1.2

Тульская область КПРФ — 13,9 %

-0.4

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

1

Волгоградская область КПРФ — 19,34 %

1.2

1.2

единая россия

1.0

единая россия 0.8

0.8 0.6

0.4

0.4 0.2

лдпр

лдпр

0.0 -0.2 -0.4 -0.6 -1.0

0.0

спс яблоко

-0.4

родина

кпрф

кпрф -0.6

-0.2

0.2

0.6

спс яблоко родина

1.0

1.4

215

-0.8 -0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1

Результаты факторного анализа выборов в разрезе территориальных избирательных комиссий подтверждают также значительное усиление роли «властноэлитного» раскола. В 1995 г. он прослеживается еще эпизодически. Однако даже тогда выделяется ряд регионов, где «Наш дом — Россия» занимает позицию структурного доминирования. Вполне логично, что это происходит в тех субъектах федерации, где местные элиты, с одной стороны, активно поддерживали НДР, с другой — обладали особыми ресурсами влияния на электоральное поведение массового избирателя. Весьма характерен пример республики Татарстан, где НДР формирует структурную оппозицию по обоим основным факторам. «Партия власти» противостоит, во-первых, «либерально-демократической» альтернативе в лице «Яблока» и ДВР, с другой — консервативной и традиционалистской альтернативе в лице КПРФ и ЛДПР. Ярко выраженную позицию структурного доминирования НДР занимает также в электоральном пространстве трех других национальных республик — Тывы, Калмыкии и КарачаевоЧеркесии. Именно в этих четырех регионах блок В.Черномырдина имеет одни из самых высоких показателей поддержки: 28,6 % в Татарстане, 28 % в Тыве, 24,9 % в Кабардино-Балкарии и 24 % в Калмыкии (рис. 96). Рис. 96 Республика Татарстан 0.8

Республика Тыва 1.0

кпрф

0.6

0.8

лдпр

ндр

0.6

0.4

яблоко двр

0.4

0.2

лдпр

0.2

0.0

ндр

0.0

-0.2 -0.2

-0.4

-0.4

яблоко двр

-0.6

кпрф -0.6

-0.8 -1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

-0.8 -0.8

Республика Калмыкия

-0.4

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

1.2

Кабардино-Балкарская республика

1.2

0.8

двр

1.0

0.6

0.8

кпрф

0.4

0.6

0.2

яблоко

0.4

0.0

0.2

-0.2

ндр

0.0

ндр

яблоко двр

-0.4

-0.2

-0.6

лдпр кпрф

-0.4 -0.6 -1.0

-0.6

лдпр

-0.8

-0.6

-0.2

0.2

0.6

1.0

216

-1.0 -1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

На выборах 1999 г. «партийно-властный» раскол «“Единство” — ОВР» фиксируется в 68 регионах, причем во многих из них он расположен на оси первого фактора, что подчеркивает его приоритетную значимость. Совершенно не удается идентифицировать данное размежевание только на 12 территориях: в республиках Марий Эл и Коми, Архангельской, Астраханской, Белгородской и Липецкой областях, в Краснодарском, Красноярском, Приморском и Хабаровском краях, а также в Коми-Пермяцком и Усть-Ордынском АО. Пример геометрического представления «властно-элитного» раскола в 1999 г. по первому фактору — Владимирская область (см. рис. 97). Рис. 97 1.0

кпрф

0.8 0.6

овр

0.4 0.2 0.0

блок жириновского

-0.2

яблоко -0.4

спс

единство

-0.6 -0.8 -1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

Особого внимания заслуживают в контексте выборов 1999 г. эффекты влияния властной элиты на структурирование электорального пространства в регионах. Наибольший интерес в этой связи представляют те регионы, где руководство энергично поддерживало блок «Отечество — Вся Россия» (перечень таких регионов сравнительно компактен, в отличие от «Единства», региональная дифференциация поддержки которого оказалась достаточно размытой). Лучше своего среднероссийского показателя — 13,33 % — ОВР выступило всего-навсего в 14 регионах, где опиралось на поддержку местных элит. К таковым относятся Ненецкий АО (13,6 %), Чувашия (14,9 %), Карачаево-Черкесия (15,4 %), Санкт-Петербург (15,73 %), Северная Осетия (18,2 %), Московская область (27,5 %), Дагестан (28,1 %), Мордовия (32,6 %), Кабардино-Балкария (34,7 %), Башкирия (35,2 %), Агинский (Бурятский) АО (37,4 %), Татарстан (40,64 %), Москва (40,8 %) и Ингушетия (87,9 %). 217

Почти в половине этих регионов наблюдается «чистое» структурное доминирование ОВР в электоральном пространстве, что совершенно нехарактерно для общефедеральной картины. Все эти регионы — национальные республики: Дагестан, Башкортостан, Кабардино-Балкария, Мордовия, Татарстан, Ингушетия. Для четырех из них ниже приводится геометрическое представление (рис. 98). Рис. 98 Республика Ингушетия

Республика Башкортостан 0.8

1.0

блок жириновского

кпрф

0.6 0.8

0.4

блок жириновского единство

0.6

0.2

0.4

единство спс

0.0

0.2 0.0

овр

-0.2

овр

-0.4

-0.2

яблоко кпрф

-0.4 -0.6 -1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

спс яблоко

-0.6 -0.8 -1.2

1.2

Республика Мордовия

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

0.4

0.6

0.8

1.2

Республика Татарстан кпрф единство

яблоко спс 0.2

0.4 0.2

овр

0.0

овр

кпрф

0.0

-0.2

-0.2

единство спс

-0.4 -0.4

блок жириновского

яблоко

-0.6 -0.8 -1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

-0.6 -1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

Еще в трех субъектах федерации — Москве, Московской области и Карачаево-Черкесии — ОВР четко позиционировано по оси первого фактора (напомним, что по результатам общероссийского анализа ОВР, как и «Единство», находится на оси второго фактора). И только в четырех регионах — Чувашии, Северной Осетии, Санкт-Петербурге и Дагестане — ОВР не находится в структурной оппозиции по первой главной компоненте. Таким образом, вновь налицо способность региональных элит влиять на структурирование электорального пространства. Рассмотрим более подробно выборы 2003 года с точки зрения «властного» раскола, который на общефедеральном уровне является доминирующим для данной кампании. 218

Факторный анализ данных территориальных избирательных комиссий показывает, что «партия власти» — «Единая Россия» имеет выраженное позиционирование по оси первого фактора как минимум в 65 регионах. Из них в 26 случаях ее позицию можно охарактеризовать как «чистое» структурное доминирование (нагрузка «Единой России» на первый фактор противоположна по знаку нагрузкам всех без исключения включенных в анализ политических партий, структура «ЕР versus все остальные»). Как и ожидалось, среди таких регионов хорошо представлены национальные республики, властная элита которых на этих выборах самым активным образом работала на успех «Единой России». Соответственно, и результаты в регионах со структурным доминированием «Единой России» в подавляющем большинстве случаев превышают среднероссийский показатель этой партии (37,6 %). Так, в Чеченской республике результат «Единой России» составил 79,8 %, в Мордовии — 76 %, в Кабардино-Балкарии — 76,9 %, в Тыве — 67,8 %, в Дагестане — 65,9 %, в Татарстане — 59 %, в Кемеровской области — 52,1 %, в Адыгее — 51,3 %, в Коми-Пермяцком АО — 46,3 %, в Ямало-Ненецком автономном округе — 45,8 %, Пензенской области — 45 %, в Орловской области — 44,6 %, в Тюменской области — 44,3 %, в Саратовской области — 44,3 %, в Еврейской АО — 42,2 %, в Удмуртии — 42 %, в Ханты-Мансийском АО — 41,2 %, в Ростовской области — 39 %, в Башкортостане — 38,9 %. Для каждого из названных регионов характерно выраженное структурное доминирование «партии власти». Более двух третей (13 из 19) составляют национальные республики и автономные округа. В одном случае — в республике Чувашия — имеющая структурное доминирование «Единая Россия» выступила на среднероссийском уровне (37,3 %). Еще шесть регионов составили исключение из общей закономерности: Белгородская область (33,06 %), Иркутская область (32,8 %), Хабаровский край (34,4 %), Марий Эл (34,6 %). Ульяновская область (34 %) и Тамбовская область (28,9 %). Здесь, несмотря на выгодную структурную позицию, ЕР выступила хуже, чем по России в целом. В 16 субъектах РФ сочетание первой и второй главных компонент целиком дублирует общероссийский вариант: первый фактор отражает «властный» раскол, второй фактор — лево-правый (оппозицию формируют СПС и «Яблоко», с одной стороны, и КПРФ, с другой). К таким регионам относятся Белгородская, Иркутская, Кемеровская, Орловская, Пензенская, Саратовская, Тюменская, Челябинская, Рязанская, Самарская и Смоленская области, Санкт-Петербург, республики Башкортостан, Мордовия, Чувашия, Дагестан, Татарстан, Тыва, Удмуртия, Хабаровский край и Ямало-Ненецкий АО. На рис. 99 приводятся характерные для такой комбинации факторов геометрические представления. Для шести субъектов федерации характерно сочетание «властного» размежевания по первой главной компоненте и противостояния «ЛДПР — КПРФ» по второй. Вероятно, эту оппозицию можно интерпретировать как 219

раскол между формами политического протеста. К регионам с таким электоральным пространством относятся Адыгея, Алтайский край, Пермская, Тверская и Тамбовская области, Еврейская АО (два последних региона — на рис. 100). Рис. 99 Кемеровская область

Республика Чувашия 0.8

1.0

кпрф

0.8

кпрф

0.6 0.4

0.6

лдпр 0.2

0.4

0.0

лдпр

0.2

-0.2

яблоко спс

0.0

-0.2

единая россия

родина спс яблоко

-0.4 -1.2

родина

-0.4

единая россия

-0.6

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

-0.8 -1.2

1.2

-0.8

Республика Удмуртия 0.8

0.0

0.4

0.8

Пензенская область 1.0

кпрф

кпрф

0.6

0.4

-0.4

0.8

0.6

лдпр

0.2

0.4

единая россия

0.0

0.2

яблоко родина -0.2

-0.4

-0.6 -1.4

родина

0.0

спс -1.0

-0.2

-0.6

-0.2

0.2

0.6

1.0

-0.4 -1.4

1.4

единая россия

яблоко лдпр спс -1.0

Рис. 100 Тамбовская область

-0.6

-0.2

0.2

0.6

1.0

1.4

Еврейская АО

0.6

1.4

кпрф 0.4 0.2

единая россия

спс яблоко

0.0 -0.2

кпрф

1.0

0.6

родина 0.2

-0.4 -0.6

спс яблоко родина единая россия

-0.2

-0.8

лдпр

-0.6

лдпр

-1.0 -1.2 -1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

-1.0 -1.2

220

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

Еще одна инверсия федерального электорального пространства вновь связана со второй факторной осью. На этот раз «властный» раскол по первой компоненте дополняется оппозицией «ЛДПР — СПС» по второму фактору. Такая структура характерна для девяти регионов: Чеченской республики, Бурятии, Кабардино-Балкарии, республики Марий Эл, Магаданской, Ростовской и Ульяновской областей, Коми-Пермяцкого и ХантыМансийского АО (рис. 101). Рис. 101 Республика Бурятия 0.6

лдпр

Кабардино-Балкарская республика 0.6

лдпр

0.4

яблоко

единая россия

0.4

родина

0.2

0.2

0.0

0.0 -0.2

-0.2

яблоко кпрф

единая россия родина кпрф

-0.4

-0.4 -0.6

-0.6

-0.8

спс

-0.8 -1.0 -1.1

-0.7

-0.3

0.1

спс

-1.0

0.5

-1.2 -1.2

0.9

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

В довольно значительной совокупности регионов (20 субъектов РФ) наблюдается некоторое отклонение от «классического» властного размежевания по первому фактору. Оно состоит в том, что структурное доминирование «Единой России» не является полным: на том же полюсе оппозиции, что и «партия власти», занимает позицию Либерально-демократическая партия России. Таким образом, формируется противостояние «Единая Россия + ЛДПР vs все остальные». Распространенность этой структуры наводит на мысль о том, что за ней стоит общность традиционалистских — и при этом последовательно некоммунистических — установок, присущих «партии власти» и ЛДПР. При этом примечательно, что смещение ЛДПР «на сторону» «Единой России» в электоральном пространстве дает ей явные электоральные дивиденды. Так, из 20 регионов со «сдвигом» ЛДПР по первому фактору в 14 случаях этой партии удалось превысить свой федеральный показатель (11,5 %). Так, в Архангельской области ЛДПР получила 13 % голосов избирателей, в Калининградской — 13,5 %, в Ленинградской — 12 %, в Мурманской — 15,4 %, в Новгородской — 12,6 %, в Новосибирской — 12,3 %, в Омской — 14,3 %, в Томской — 13,8 %, в Воронежской — 13,4 %, в Свердловской — 13,9 %, в республике Карелия — 14,4я%, в Коми — 15,86 %, в Красноярском крае — 12,9 %, в Приморском крае — 19,4 % (рис. 102). На среднем уровне ЛДПР выступила в Ярославской области (11,4 %). И только в пяти регионах партия В. Жириновского получила голосов меньше, чем в среднем по России. Это 221

Москва (6,44 %), Нижегородская область (10,4 %), Псковская область (10,7 %), Усть-Ордынский (Бурятский) АО (7,46 %) и Якутия (7,9 %). Однако в последнем случае имеется совершенно уникальная для данных выборов структура первого фактора: КПРФ, СПС и «Родине» противостоит не только «Единая Россия» и ЛДПР, но и «Яблоко». Поэтому правомерно говорить о более успешном выступлении ЛДПР в 14 случаях из 19-ти, а не из 20-ти. Для «Единой России», напротив, «структурное соседство» с ЛДПР в большинстве случаев привело к снижению электорального результата. Фактически, во многих из названных регионов ЛДПР «отбирала» голоса у «партии власти», эффективно конкурируя с ней на поле традиционалистского электората. Также следует отметить, что большая часть перечисленных выше субъектов вписывается в определенную географическую закономерность: доминируют северные и сибирские территории. Рис. 102 Архангельская область

Ленинградская область

1.0

1.0

кпрф 0.8

0.8

0.6

0.6

родина

кпрф

родина

0.4

0.4

0.2

0.2

единая россия

единая россия

0.0

лдпр

-0.2 -0.4

0.0

-0.4

спс яблоко

-0.6

-0.6 -0.8 -1.2

-0.8

-0.4

0.0

лдпр

-0.2

0.4

0.8

-0.8 -1.0

1.2

Томская область

яблоко спс -0.6

-0.2

0.2

0.6

1.0

Мурманская область

1.2

0.8

кпрф

1.0

0.6

0.8

0.4

родина кпрф

0.6 0.2

лдпр

0.4 0.0

0.2 0.0 -0.2

лдпр

родина яблоко

-0.4

спс -0.6

-0.4 -0.6 -1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

единая россия

-0.2

единая россия

-0.8 -1.2

1.2

спс яблоко

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

Значительно реже наблюдается смещение на сторону «Единой России» Союза правых сил, — всего три случая. Это Карачаево-Черкесская республика, где СПС получил очень высокий результат (9,5 %), Камчатская и Сахалинская области (рис. 103). В первом случае особенности структуры электорального пространства определяются позицией регионального руководства: президент КЧР М. Батдыев, будучи в хороших отношениях с од222

ним из лидеров СПС А. Чубайсом, использовал свой административный ресурс одновременно и для продвижения «Единой России», и для продвижения правых. Закономерно, что в двухмерном электоральном пространстве республики они практически сливаются. В других случаях правдоподобной гипотезой сближения СПС и «Единой России» может являться восприятие их экономических и социальных курсов как родственных друг другу. Не случайно некоторые наблюдатели утверждают, что многие право-либеральные идеи СПС получили практическое воплощение в законодательной деятельности фракции «Единой России». Рис. 103 Камчатская область

Карачаево-Черкесская республика

1.2

0.6

спс

лдпр родина

0.4

0.8 0.2

0.4

яблоко кпрф

спс единая россия

0.0 -0.2

лдпр 0.0

единая россия

-0.4

кпрф

-0.6

-0.4

-0.8 -1.2

яблоко

родина

-0.8

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

-1.0 -1.2

1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

Только в одном случае отмечается сближение по первой факторной переменной «Единой России» и КПРФ. Это происходит в Вологодской области (рис. 104). Рис. 104 0.8

спс 0.6 0.4 0.2 0.0 -0.2 -0.4 -0.6 -0.8 -1.0

родина яблоко кпрф единая россия

-0.8

-0.6

-0.4

лдпр

-0.2

0.0

223

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

Наконец, уникальный случай представляет собой структура электорального пространства в республике Горный Алтай (рис. 105). Здесь и исход голосования, и его структурные особенности были целиком заданы позицией регионального руководства. Горный Алтай — единственный регион, где убедительную победу на выборах одержала Аграрная партия России. Губернатор региона М. Лапшин на тот момент одновременно являлся и лидером АПР, и результат партии составил здесь рекордные 31,7 % (3,65 % по РФ), тогда как «Единая Россия» сумела собрать лишь 26,4 %. В электоральном пространстве региона — полное структурное доминирование «аграриев». Рис. 105 0.6

единая россия лдпр кпрф

0.4

0.2

родина

апр 0.0

-0.2

яблоко

-0.4

-0.6

-0.8 -1.0

спс -0.6

-0.2

0.2

0.6

1.0

1.4

Таким образом, в целом изменение структурных конфигураций объектов электорального выбора в регионах России совпадает с выявленными нами ранее общефедеральными тенденциями (переход от доминирования «левоправого» раскола к доминированию «властного» размежевания). Однако многие случаи обладают выраженной спецификой, продиктованной позицией элит и объемом их ресурсов, позволяющих контролировать электоральное поведение. В регионах с т. н. «контролируемым голосованием», прежде всего в ряде национальных республик, региональные элиты в значительно большей степени обеспечивали выгодную для себя структуру электорального пространства, — а именно структурное доминирование поддерживаемой ими партии. Хрестоматийным можно считать пример республики Татарстан, где на парламентских выборах структура не меняется вообще, меняется лишь название продвигаемой руководством «партии власти»: НДР в 1995 г., ОВР в 1999 г., «Единая Россия» в 2003 г. По данной республике дополнительно был сделан анализ федеральных президентских выборов, полностью подтвердивший выявленную на материале парламентских выборов закономерность. Так, на рис. 106 отображено структурное 224

доминирование «кандидатов власти» на федеральных президентских выборах в электоральном пространстве республики. Рис. 106 Президентские выборы 2000 г.

Президентские выборы 2004 г. 0.8

0.8

МИРОНОВ

ЯВЛИНСКИЙ

0.6

0.6

ПРОТИВ ВСЕX 0.4

0.4

ПУТИН 0.2 0.2

ХАРИТОНОВ МАЛЫШКИН

ТУЛЕЕВ

0.0

0.0

ЖИРИНОВСКИЙ -0.2

-0.2

-0.4

-0.6 -1.4

ЗЮГАНОВ -0.4 -1.4

-1.0

-0.6

-0.2

0.2

0.6

ПУТИН

ГЛАЗЬЕВ ПРОТИВ ВСЕX ХАКАМАДА

-1.0

-0.6

-0.2

0.2

0.6

1.0

1.0

Существует способ подтвердить гипотезу о связи между структурным доминированием партии в электоральном пространстве и ее результатом сугубо количественно. Мерой структурного доминирования мы считаем факторноструктурную дистанцию F-dist = ∑(A–ni), где ni — факторные нагрузки на каждый объект электорального выбора, за исключением А (подробнее см. главу 2). Чем больше его значение, тем сильнее структурное доминирование А. Рассчитаем этот показатель для «Единой России» на выборах 2003 г. В соответствии с гипотезой, мы ожидаем положительной статистической связи между факторно-структурной дистанцией и результатом этой партии на выборах. Добавим еще два показателя: доля русского населения и результат главы региона (губернатора или президента) на последних общенародных выборах. Ожидается, что факторно-структурная дистанция будет связана отрицательно с долей русского населения, так как в «русских» регионах меньше возможностей для элиты по структурированию пространства выбора. Также мы ожидаем, что связь между электоральным результатом главы региона и факторноструктурной дистанцией будет положительной: чем большую поддержку имеет руководитель, тем больше у него возможностей влиять на выбор. Корреляционный анализ (Спирмана) дает следующие коэффициенты (таблица 77). Таблица 77 DIST ER RUS GUB

DIST 1 0,588643 –0,32727 0,354791

ER 0,588643 1 –0,45433 0,405468 225

RUS –0,32727 –0,45433 1 0,047751

GUB 0,354791 0,405468 0,047751 1

Dist — факторно-структурная дистанция; ER — результат «Единой России»; RUS — доля русского населения; GUB — результат главы региона на последних общенародных выборах. Как видно из полученных коэффициентов корреляции, наши ожидания оправдываются. Значимая, довольно плотная связь наблюдается между факторно-структурной дистанцией и уровнем поддержки «Единой России». Таким образом, структурное доминирование способствовало получению ЕР более высокого результата. Также наблюдаются связи (хотя и более слабые) между факторно-структурной дистанцией и русским населением (отрицательная) и результатом губернатора (положительная). Интересны результаты, получаемые при разбиении всего массива случаев на две части (таблица 78): республики и автономные округа (одна группа — «национальные» регионы) и края, области, города федерального подчинения (вторая группа — «русские» регионы). Таблица 78 «Национальные» регионы DIST DIST 1 ER 0,55 GUB 0,548419

«Русские» регионы DIST DIST 1 ER 0,4281 GUB 0,264895

Корреляции с факторно-структурной дистанцией выше в первой группе, особенно с переменной «поддержка губернатора на выборах». Другими словами, в национальных регионах роль местной элиты в структурировании электорального пространства выше, что полностью соответствует нашим ожиданиям. Данные, на основании которых были сделаны описанные выше расчеты, приводятся в приложении 2.

226

СТРУКТУРНЫЕ ОСОБЕННОСТИ ВЫБОРОВ ДЕПУТАТОВ РЕГИОНАЛЬНЫХ ОРГАНОВ ЗАКОНОДАТЕЛЬНОЙ ВЛАСТИ *

В этой главе мы отойдем от выборов федерального уровня, которым уделяли внимание выше, и рассмотрим выборы уровня регионального, — а именно выборы в органы законодательной и представительной власти субъектов Российской Федерации. Будут кратко рассмотрены 22 избирательных кампании с точки зрения как расстановки политических сил (качественный аспект), так и с точки зрения структуры электорального пространства (количественный линейно-структурный и факторный анализ). Будет взят временной период с 2004 по 2005 гг.: именно тогда выборы по партийным спискам в региональные законодательные собрания стали повсеместными. Еще один критерий к выбору регионов, кроме хронологического, связан с учетом степени электоральной уникальности субъектов федерации. Под электоральной уникальностью понимается, в самых общих чертах, степень отклонения голосований в регионе от общероссийского показателя по целому ряду выборов одновременно. Для расчета электоральной уникальности автором разработан ряд специальных методик, которые приводятся в приложении к данной книге. В данный момент мы лишь приведем общую таблицу с суммарным рангом электоральной уникальности каждого региона (чем выше ранг, тем сильнее уникальные черты). Регионы для анализа отбирались таким образом, чтобы быть более или менее равномерно распределенными по этой таблице. Жирным шрифтом выделены те регионы, которые будут рассматриваться ниже (таблица 79). Сумм. Ранг

Регион

600

ХантыМансийский

836

119

Читинская

442

Новосибирская

616

Корякский

844

Калужская

163

Омская

450

Пензенская

620

Мурманская

844

Ростовская

229

Хакасия

454

Московская

636

Мордовия

848

637

Адыгея

852

114

Тверская

Регион Вологодская

Владимирская

Регион

441

Сумм. ранг

Курганская

Регион

Сумм. ранг

Сумм. Ранг

Таблица 79

Новгородская

264

Томская

455

УстьОрдынский Бурятский

Костромская

269

Сахалинская

456

Кемеровская

648

Тамбовская

857

Саратовская

277

Хабаровский

461

Карелия

655

Чувашия

882

661

КарачаевоЧеркесия

894

Нижегородская

297

Челябинская

461

Приморский

————– * Автор благодарит аспирантку философского факультета МГУ И. Гаврюшкину за помощь в подборе материалов для данной главы. 227

Сумм. Ранг

Регион

Сумм. ранг

Регион

Сумм. Ранг

Регион

Сумм. ранг

Регион Ивановская

298

Псковская

469

Калмыкия

675

Татарстан

896

Иркутская

306

Смоленская

469

Камчатская

676

Свердловская

908

Астраханская

348

Бурятия

515

Оренбургская

676

Орловская

922

695

Рязанская

368

Марий Эл

520

Республика Алтай

Агинский (Бурятский) Северная Осетия ЯмалоНенецкий

Калининградская

379

Ульяновская

524

Башкирия

716

988

Краснодарский

381

Амурская

533

Ненецкий

753

Тюменская

382

Самарская

536

Алтайский

763

Чукотский

997 1027

933

992

537

Магаданская

764

СанктПетербург

Ставропольский

545

Курская

775

Тува

1028

Архангельская

547

Липецкая

779

КабардиноБалкария

1039

403

Ярославская

549

Брянская

804

Таймырский

1039

425

Воронежская

564

Пермская

808

Москва

1124

830

Дагестан

1142

830

Ингушетия

1187

Тульская

391

Коми

Волгоградская

395

Кировская

402

Еврейская Красноярский Удмуртия

430

Якутия

567

КомиПермяцкий

Ленинградская

433

Белгородская

593

Эвенкийский

Алтайский край 14 марта 2004 г. на выборах Алтайского Краевого совета народных депутатов победу одержал блок «За наш Алтай!» (26,88 %), созданный коммунистами, аграриями и НПСР (Народно-патриотический союз России). «Единая Россия» заняла второе место (24,43 %). Также прошли в парламент блок «В поддержку Президента — за развитие края» (19,21 %) и ЛДПР (10,89 %). Блок «Яблоко+СПС» набрал 4,81 % голосов (таблица 80). Ожидалось, что «Единая Россия» может стать партией парламентского большинства при поддержке губернатора Александра Сурикова, отношения которого с «левыми» во время губернаторских выборов серьезно осложнились. Однако выборы в краевой совет «Единая Россия» проиграла, заняв второе место после блока «За наш Алтай!» Одной из причин поражения «партии власти» стало создание незадолго до выборов блока «В поддержку президента — за развитие края!» во главе с бывшим лидером алтайских «единороссов» Павлом Чесновым. В 2003 году он был отстранен от руководства партийной организацией и создал свой блок, который получил на выборах 19,21 % голосов. Именно он отнял голоса у «Единой России». 228

Таблица 80 N Наименование избирательного п/п объединения (блока) 218 1 Блок «За наш Алтай — коммунисты, аграрии, НПСР!» 2 Алтайское региональное отделение политической партии «Единая Россия» 3 Блок «В поддержку Президента — за развитие края» 4 ЛДПР 5 Блок «“ЯБЛОКО” + СПС» 6 «Единение» Против всех списков кандидатов

Число голосов «За» 344 495

% 26,88 %

313 034

24,43 %

246 157

19,21 %

139 495 61 599 23 432 122 787

10,89 % 4,81 % 1,83 % 9,58 %

Ключевой чертой выборов стал фактический раскол властной элиты: ключевые ее «фракции» образовались вокруг А. Сурикова и А. Назарчука. Последний, спикер региональной легислатуры, возглавил блок «За наш Алтай — коммунисты, аграрии, НПСР». Результаты статистического анализа демонстрируют, с одной стороны, «структурный эффект победителя»: блок «За наш Алтай!» находится в структурной оппозиции всем остальным партиям и объединениям. С другой стороны, значения факторных нагрузок и их геометрическое представление показывают, что актуализированный победителем лево-правый раскол оказался на этих выборах самым значимым (по оси первого фактора противостоят друг другу явственно левый «За наш Алтай!» и либеральный блок «СПС+“Яблоко”»). Это не удивительно, учитывая традиционную значимость левых партий и движений в данном регионе. Структурную оппозицию по второму фактору формирует «Единая Россия» во главе с губернатором края. Статистика факторного анализа и пространственное отображение первых двух компонент выглядит следующим образом (таблицы 81, 82, рис. 107). Таблица 81 Собственное значение 1 2,373179 2 1,643257 3 1,002806

% общей вариации 39,55298 27,38762 16,71343

Суммарное значение 2,373179 4,016436 5,019242

% Сумм. вариация 39,55298 66,94061 83,65403

Анализ линейно-структурного континуума, рассчитанного по суммам отрицательных коэффициентов корреляции, подтверждает наличие связи между полученным партией результатом и ее положением в системе статистических зависимостей (таблица 83). Коэффициент корреляции между положением в линейно-структурном континууме и результатом составляет –0,54 (Пирсон) и –0,2 (Спирман). 229

Таблица 82 Переменные «За наш Алтай!» (Za Altai) «Единая Россия» (ER) «“Яблоко”+СПС» (YABLSPS) ЛДПР (LDPR) «В поддержку президента» (PREZ) Против всех (Protiv) Объясненная вариация От всей вариации

Ф1 –0,84974 –0,00821 0,805592 0,35472

Ф2 0,509336 –0,81907 0,456012 –0,00771

Ф3 0,018008 –0,32798 –0,2316 0,881505

0,310112

–0,64586

0,169783

0,883222 2,373179 0,39553

0,296347 1,643257 0,273876

–0,18812 1,002806 0,167134

Рис. 107 0.8 0.6

за наш алтай!

яблоко+спс

0.4

против всеx

0.2

лдпр

0.0 -0.2 -0.4

поддержку президента

-0.6

единая россия

-0.8 -1.0 -1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

LDPR

PREZ

Таблица 83 ZA_ALTAI

ER

YABLSPS

Protiv

ZA_ALTAI

1,00

–0,35

–0,62

–0,33

–0,39

–0,62

ER

–0,35

1,00

–0,15

–0,13

0,18

–0,14

YABLSPS

–0,62

–0,15

1,00

0,22

0,05

0,61

LDPR

–0,33

–0,13

0,22

1,00

0,03

0,21

PREZ

–0,39

0,18

0,05

0,03

1,00

0,15

Protiv

–0,62

–0,14

0,61

0,21

0,15

1,00

230

Ярославская область На выборах Государственной Думы Ярославской области (14 марта 2004 г.) из десяти баллотировавшихся партийных списков в парламент прошли шесть. «Единая Россия» набрала 25,98 % при поддержке губернатора области А. Лисицына и мэра Ярославля В. Волончунаса. Блок «Родина (народно-патриотический союз)» набрал 20,02 %. Этот блок сыграл на выборах роль главной оппозиции, лидером которой выступил депутат Госдумы РФ, зампредседателя партии «Народная воля» А. Грешневиков. Блок «Правда, порядок, справедливость» был учрежден отделениями Консервативной и Конституционно-демократической партий и набрал 9,09 %. Данный блок возглавил местный оппозиционный политик Александр Цветков, который также пытался привлечь протестный электорат. Места в парламенте получили также КПРФ (7,04 %), АПР (6,36 %) и ЛДПР (6,27 %). 12,87 % избирателей проголосовало «против всех» списков. Неудачным оказалось выступление правых партий — СПС и «Яблока», которым не удалось обеспечить себе представительство в парламенте (таблица 84). Таблица 84 N п/п 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10

Наименование избирательного объединения (блока) Ярославское региональное отделение политической партии «Единая Россия» Блок «Родина (народно-патриотический союз)» Блок «ПРАВДА, ПОРЯДОК, СПРАВЕДЛИВОСТЬ» Ярославское областное отделение Коммунистической партии Российской Федерации Ярославское региональное отделение Аграрной партии России Ярославское региональное отделение ЛДПР Ярославское региональное отделение Российской экологической партии «Зеленые» Ярославское региональное отделение политической партии Союз правых сил Ярославское региональное отделение Российской демократической партии «Яблоко» Ярославское региональное отделение Российской партии ЖИЗНИ Против всех списков кандидатов

Число голосов «За» 164 111

% 25,98 %

126 443 57 390 44 446

20,02 % 9,09 % 7,04 %

40 145

6,36 %

39 607 15 148

6,27 % 2,40 %

13 624

2,16 %

12 148

1,92 %

8 642

1,37 %

81 277

12,87 %

По результатам факторного анализа победитель кампании — «Единая Россия» — оказывается в структурной оппозиции по обеим главным компонентам (то же можно сказать и о втором призере — партии «Родина»). В то же время, ее позиция не является структурно доминирующей: в размежевании по первому фактору с ней соседствуют аграрии, «Родина» и КПРФ, по второму — все та же АПР. 231

Ключевые расколы в факторном пространстве Ярославской области по итогам этих выборов можно интерпретировать следующим образом. Первую структурную оппозицию формирует отношение к консервативной (традиционалистской) альтернативе. По «одну сторону баррикад» здесь находятся «партия власти» в лице «Единой России» и ряд левых партий — АПР, КПРФ и «Родина». По другую сторону — СПС, «Яблоко», «Правда, порядок, справедливость». Анализ голосования в разрезе территориальных избирательных комиссий показывает, что наибольшую роль здесь сыграл раскол «город — село». В этой связи характерно, что в факторном пространстве «Единая Россия» и Аграрная партия практически сливаются. Второй фактор интерпретируется как «власть — оппозиция». Первая представлена «Единой Россией», вторая — ключевой оппозиционной для этих выборов структурой — «Родиной». Статистика и геометрическое представление данных см. таблицы 85-86 и рис. 108. Таблица 85 Собственное значение 1 4,830202 2 1,867964 3 0,983612 Таблица 86 Переменные «Единая Россия» (ER) «Родина» (RODINA) СПС (SPS) КПРФ (KPRF) «Яблоко» (YABL) ЛДПР (LDPR) АПР (AGR_PART) ППС (PPS) Против всех Объясненная вариация От всей вариации

% общей вариации 53,66891 20,75516 10,92903

Суммарное значение 4,830202 6,698166 7,681778

Ф1 –0,65218 –0,54805 0,866535 –0,24372 0,946587 0,682309 –0,65384 0,898541 0,835321 4,830202 0,536689

Ф2 0,63181 –0,77325 0,163764 –0,32059 –0,04458 0,297549 0,609277 0,363423 –0,38399 1,867964 0,207552

% Сумм. вариация 53,66891 74,42407 85,35309

Ф3 –0,22064 0,24978 –0,14117 –0,88676 –0,04615 0,142664 0,157936 –0,11962 0,067392 0,983612 0,10929

Примечательно, что на парламентских выборах 2003 г. в регионе наблюдалась структурно сходная картина: «Единая Россия» по одному размежеванию противостоит «Яблоку» и СПС, по второму — «Родине». 232

Рис. 108 0.8

единая россия апр 0.6 0.4

лдпр

рпп

0.2

спс

0.0

яблоко

-0.2

кпрф

против всеx

-0.4 -0.6

родина -0.8 -1.0 -1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

Линейно-структурный анализ подтверждает гипотезу о связи между результатом партии и ее включенностью в отрицательные связи с другими переменными (таблица 87). Коэффициент корреляции Пирсона составляет – 0,63, Спирмана — –0,46. Таблица 87 ER

RODI NA

SPS

KPRF

YABL

LDPR

AGR

PPS

Protiv

ER

1,00

–0,14

–0,49

–0,10

–0,70

–0,34

0,67

–0,33

–0,81

RODINA

–0,14

1,00

–0,50

0,12

–0,35

–0,53

–0,10

–0,78

–0,17

SPS

–0,49

–0,50

1,00

–0,14

0,81

0,53

–0,45

0,71

0,61

KPRF

–0,10

0,12

–0,14

1,00

0,04

–0,18

–0,28

–0,14

0,10

YABL

–0,70

–0,35

0,81

0,04

1,00

0,56

–0,70

0,66

0,87

LDPR

–0,34

–0,53

0,53

–0,18

0,56

1,00

–0,26

0,77

0,53

AGR_PART

0,67

–0,10

–0,45

–0,28

–0,70

–0,26

1,00

–0,19

–0,81

PPS

–0,33

–0,78

0,71

–0,14

0,66

0,77

–0,19

1,00

0,50

Protiv vsex

–0,81

–0,17

0,61

0,10

0,87

0,53

–0,81

0,50

1,00

Республика Татарстан На выборах Госсовета Татарстана (14 марта 2004 г.) убедительную победу одержала «Единая Россия» с результатом 69,2 %. Кроме нее, в парламент смогла пройти только КПРФ (6,34 %). Остальные партии набрали меньше 4 % голосов — именно на этом уровне был установлен заградительный барьер. Против всех проголосовало 4,48 % избирателей (таблица 88). 233

Таблица 88 N п/п 1

Наименование избирательного объединения (блока) Политическая партия «Единая Россия»

2 3 4 5 6 7 8

Коммунистическая партия Российской Федерации Партия российских регионов Российская партия ЖИЗНИ ЛДПР Союз правых сил Блок «Родина» (Республика Татарстан) «Российская коммунистическая рабочая партия — Российская партия коммунистов» Партия «Развитие предпринимательства» Против всех списков кандидатов

9

Число голосов «За» 1 571 888

% 69,20 %

144 130 85 029 68 192 63 138 54 027 51 241 49 938

6,34 % 3,74 % 3,00 % 2,78 % 2,38 % 2,26 % 2,20 %

45 134 101 868

1,99 % 4,48 %

Выборы в Госсовет Татарстана ознаменовались полным доминированием «партии власти». Было сделано все, чтобы размыть электораты основных оппозиционных партий — в противовес КПРФ был выдвинут список РКРП-РПК, в противовес блоку «Родина» выступила Партия российских регионов. Не смог создать свой оппозиционный блок известный в регионе политик И. Грачев, поэтому в итоге его партия «Развитие предпринимательства» шла на выборы самостоятельно. В результате электоральный выбор оказался предельно четко структурированным. Факторный анализ дает удовлетворительные результаты всего с одной главной компонентой в модели, которую совершенно однозначно можно интерпретировать как «властный» раскол. «Единая Россия» обладает ярко выраженным структурным доминированием, противостоя всем остальным участникам выборов. Статистика приводятся в таблицах 89 и 90. Таблица 89 Собственное значение 1

5,656158

% общей вариации

Суммарное значение

% Сумм. вариация

80,80226

5,656158

80,80226

Таблица 90 Переменные

Ф1

«Единая Россия» (ER)

–0,95766

РКРП (RKRP)

0,920897

КПРФ (KPRF)

0,962325

ЛДПР (LDPR)

0,952931

РОДИНА (RODINA)

0,985308

СПС (SPS)

0,436563

Против всех (PROTIV)

0,946267

Объясненная вариация

5,656158

От всей вариации

0,808023 234

Структурно получившаяся картина очень сходна с той, которая была получена по итогам анализа парламентских выборов 2003 г. В целом, как мы уже отмечали, Татарстан характеризуется удивительной структурной «преемственностью» электорального пространства на разных выборах. По существу, в размежевании «партия власти против всех остальных» меняется только название «партии власти». Несомненно, значимую роль в структурировании электорального пространства Татарстана играет раскол «город — село». Как видно на графике ниже (рис. 109) при голосовании за «Единую Россию» все значения от 47 до 70 % дают исключительно города (Азнакаевск, Альметьевск, Бавлинск, Бугульминск, Елабужск, Зеленодольск, Лениногорск, Набережные Челны, Нижнекамск) во главе с республиканским центром Казанью. Все значения от 80 до 99 % дают сельские районы. Рис. 109. 12

10

8

6

4

2

0 97

92

87

82

77

.5

.5

.5

.5

.5

.5

.5

.5

72

67

62

.5

.5

.5

57

52

47

Линейно структурный анализ вновь показывает наличие связи между позицией партии в системе отрицательных корреляций и ее электоральным результатом. Коэффициент корреляции Пирсона составляет –0,99 (такое высокое значение связано с тем, что «Единая Россия» «тянет» на себя линию регрессии), Спирмана — –0,5. 235

Матрица интеркорреляций говорит, что называется, сама за себя. Все отрицательные коэффициенты относятся к «Единой России» (таблица 91). Таблица 91 ER

RKRP-RPK

KPRF

LDPR

RODINA

SPS

Protiv

ER

1,00

–0,86

–0,89

–0,92

–0,89

–0,60

–0,89

RKRP-RPK

–0,86

1,00

0,96

0,93

0,95

0,41

0,94

KPRF

–0,89

0,96

1,00

0,94

0,97

0,46

0,93

LDPR

–0,92

0,93

0,94

1,00

0,95

0,53

0,94

RODINA

–0,89

0,95

0,97

0,95

1,00

0,50

0,96

SPS

–0,60

0,41

0,46

0,53

0,50

1,00

0,53

Protiv vsex

–0,89

0,94

0,93

0,94

0,96

0,53

1,00

Усть-Ордынский (Бурятский) автономный округ Выборы депутатов Думы Усть-Ордынского (Бурятского) автономного округа в структурном отношении очень напоминают случай Татарстана. Эта общность обусловлена как «национальным» характером обоих субъектов федерации, так и энергичностью усилий местных властных элит по продвижению «Единой России». В УОБАО, в частности, не был зарегистрирован список Аграрной партии России, которая на предыдущих парламентских выборах заняла второе место после ЕР и могла стать центральным игроком на протестном электоральном поле. В результате в выборах приняли участие всего три партии: ЕР, КПРФ и ЛДПР. Первая победила с внушительным результатом 58,8 %, коммунисты получили 22,7 %, ЛДПР — 5,41 %. Против всех проголосовало более 10 % избирателей (таблица 92). Таблица 92 N п/п 1 2 3

Наименование избирательного объединения (блока) Усть-Ордынское региональное отделение политической партии «Единая Россия» Иркутское областное отделение Коммунистической партии Российской Федерации Усть-Ордынское региональное отделение ЛДПР Против всех списков кандидатов

Число голосов «За» 34 924

% 58,81 %

13 490

22,72 %

3 213 5 991

5,41 % 10,09 %

По результатам факторного анализа имеется модель с одной главной компонентой, объясняющей львиную долю (84 %) всей вариации (таблица 93). Структурное доминирование «Единой России» просматривается вполне отчетливо (таблица 94). 236

Таблица 93 Собственное значение 1 3,3704

% общей вариации 84,26001

Суммарное значение 3,3704

% Сумм. вариация 84,26001

Таблица 94 Переменные «Единая Россия» (ER) КПРФ (KPRF) ЛДПР (LDPR) Против всех (PROTIV) Объясненная вариация От всей вариации

Ф1 –0,99208 0,891101 0,858606 0,92461 3,3704 0,8426

Также вполне характерна матрица интеркорреляций (коэффициенты связи между структурным положением и результатом в данном случае рассчитаны быть не могут, так как имеется всего четыре переменных). Она приведена в таблице 95. Таблица 95 ER KPRF LDPR PROTIV

ER 1,00 –0,88 –0,79 –0,93

KPRF –0,88 1,00 0,75 0,73

LDPR –0,79 0,75 1,00 0,64

PROTIV –0,93 0,73 0,64 1,00

Тульская область Выборы в Тульскую областную Думу, состоявшиеся 3 октября 2004 г., отличались высоким уровнем конкуренции, обилием участников и некоторой размытостью ключевых электоральных ориентиров. Важное отличие этого региона от большинства субъектов РФ заключалось на тот момент в том, что властная элита обладала левыми политическими ориентациями, губернатор области В. Стародубцев являлся членом КПРФ. Однако в электоральной кампании было принято решение отказаться от полной идентификации исполнительной власти и коммунистической партии. В итоге была создана региональная «партия власти» — блок «За Тульский край!», а КПРФ выступала в качестве ее «сателлита». Также союзником областной администрации оказался, как это ни парадоксально, 237

СПС: фактически, кампанию всех трех прогубернаторских партий вели одни и те же технологи. В оппозиции губернатору выступили «Единая Россия», движение «Засечный рубеж», основанное в середине 90-х гг. депутатом областной Думы Владимиром Тимаковым. На выборах в Тульской области фактически выступили две «Родины»: собственно местное отделение партии «Родина» и блок «Глас народа — за Родину», поддержанный С. Глазьевым. Последний также находился в политической оппозиции областной власти. «Единая Россия» получила по итогам голосования на 8 % меньше, чем на выборах в Госдуму, и ее результат составил 22,31 %. Блок «За Тульский край!» получил лишь четвертое место и 10,26 %, а КПРФ, опередив его на полпроцента, третье место и 10,84 %. Блок «Засечный рубеж» вышел на второе место, набрав 12,96 % голосов. «Глас народа — За Родину», СПС и Партия пенсионеров также прошли в Думу, получив 5,2 %, 6,23 % и 6,15 % соответственно. Поражение потерпела ЛДПР, которая в декабре 2003 г. получила 11 %, а на этих выборах — всего 3,5 %. Против всех проголосовало 13,4 % избирателей (таблица 96). Таблица 96 N п/п 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11

Наименование избирательного объединения (блока) Тульское региональное отделение политической партии «Единая Россия» Блок «Засечный рубеж — партия “Родина”» Тульское областное отделение «Коммунистической партии Российской Федерации» Блок «За Тульский край!» Тульское региональное отделение политической партии Союз правых сил Тульское региональное отделение Российской партии пенсионеров Блок «Глас народа — за Родину» Блок «СССР» Тульское региональное отделение ЛДПР Тульское региональное отделение Российской экологической партии «Зеленые» Тульское региональное отделение Народной партии Против всех списков кандидатов

Число голосов «За» 95 217

% 22,31 %

55 302 46 271

12,96 % 10,84 %

43 791 26 594

10,26 % 6,23 %

26 258

6,15 %

22 211 15 580 15 552 6 352

5,20 % 3,65 % 3,64 % 1,49 %

5 966 57 387

1,40 % 13,44 %

Все антигубернаторские силы использовали похожую тактику — критика областной администрации плюс требование прихода «новой власти». В определенной мере это повлияло на структурирование электорального пространства. Получившаяся факторная модель отражает сложность и расплывчатость политического позиционирования большинства участников кампании, слабую степень консолидации региональной элиты. Три первых компоненты в совокупности объясняют лишь 69 % всей вариации переменных. 238

Размежевание по первому фактору связано преимущественно с отношением к действовавшей региональной власти: на этой оси четко позиционирован блок «За Тульский край!», которому (на крайнем полюсе) противостоит оппозиционный «Глас народа». По оси второго фактора наблюдается противостояние КПРФ и «Засечного рубежа» — также ярко выраженных про- и антигубернаторских сил. Близость СПС и КПРФ в электоральном пространстве объясняется как их фактическим альянсом, так и полным отказом областной СПС от правой риторики и переход к сугубо популистской кампании. В целом, структура электорального пространства выборов Тульской областной думы отражает в гораздо большей степени расколы в местных элитах, нежели имеют идеологическое содержание. Статистика и визуализация даны в таблицах 97-98 и рис. 110. Таблица 97

1 2 3

Собственное значение 2,990071 1,733825 1,496766

% общей вариации 33,22301 19,26472 16,63074

Суммарное значение 2,990071 4,723896 6,220663

% Сумм. вариация 33,22301 52,48774 69,11848

Таблица 98 Переменные «Единая Россия» (ER) СПС (SPS) «Засечный рубеж» (ZASECHN) КПРФ (KPRF) «Глас народа» (GLAS) ЛДПР (LDPR) «За Тульский край!» (ZA_TUL) «Против всех» (PROTIV) Объясненная вариация От всей вариации

Ф1 0,054966 –0,17891 –0,34427 –0,53526 –0,797 –0,52467 0,569541 –0,83755 2,990071 0,33223

Ф2 –0,45596 –0,59946 0,766774 –0,68219 0,221043 –0,01017 0,222546 0,087101 1,733825 0,192647

Ф3 –0,78901 0,329965 –0,30969 0,000766 –0,09744 0,597423 0,45582 0,227791 1,496766 0,166307

Как следствие слабой структурированности электорального пространства в данном случае не прослеживается связи между результатом партий и их структурным положением. 239

Рис. 110 1.0

засечный рубеж

0.8 0.6 0.4

за тульский край

глас народа 0.2 0.0

против всеx лдпр

-0.2

единая россия

-0.4

кпрф

-0.6 -0.8 -1.2

-1.0

-0.8

-0.6

-0.4

спс

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

Сахалинская область Выборы депутатов Сахалинской областной Думы проходили на фоне резкого роста протестных настроений на Дальнем Востоке. Одним из самых ярких событий избирательной кампании на Сахалине стал выход из региональной «Единой России» целой группы политиков — после того, как в регионе по мере реализации социальных реформ правительства (монетизация льгот) стремительно начал падать рейтинг партии власти. В результате вице-губернатор Л. Шубина отказалась от места в списке «Единой России» и возглавила новый блок «За достойную жизнь и социальную справедливость». Администрация области поддерживала фактически три списка — помимо блока «За достойную жизнь и социальную справедливость», это были «Единая Россия», а также блок «Наша Родина — Сахалин и Курилы» — формально региональное представительство «Родины» во главе с Виктором Варенниковым. При этом в глазах избирателей блок «Наша Родина — Сахалин и Курилы» выглядел вполне оппозиционным. Его лидеры выступали против непопулярных действий правительства и даже областной администрации и артикулировали идею местного патриотизма. Эта линия оказалась выигрышной: блок «Наша Родина — Сахалин и Курилы» занял первое место с 19,94 % голосов. На втором месте оказалась «Единая Россия» с 17,74 %. Блок «За достойную жизнь и социальную справедливость» (6,5 %) также критиковал социальную политику федерального центра, но при этом, разумеется, выглядел полностью лояльным областной власти. Главным конкурентом прогубернаторских блоков являлся список КПРФ во главе с довольно популярным депутатом Государственной Думы от об240

ласти И. Ждакаевым. Компартия набрала в регионе несколько более 13 % голосов. В выборах также принимали участие списки ЛДПР, Гражданской партии России, блока «Союз патриотов Сахалина» (такое патриотическое по названию образование было создано региональными отделениями Союза правых сил и Социал-демократической партии России), Российской партии Жизни, Российской экологической партии «Зеленые», Российской партии пенсионеров, «Яблока». Однако из всех этих партий существенный результат показала лишь ЛДПР — около 8 % голосов. Против всех списков проголосовало 12,9 % избирателей (таблица 99). Таблица 99 N п/п 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11

Наименование избирательного объединения (блока) Блок «Наша Родина — Сахалин и Курилы» Сахалинское региональное отделение политической партии «Единая Россия» Сахалинское региональное отделение Коммунистической партии Российской Федерации Сахалинское региональное отделение ЛДПР Сахалинское региональное отделение Российской партии пенсионеров Блок За достойную жизнь и социальную справедливость Сахалинское областное отделение Российской экологической партии «Зеленые» Блок «СПС» Сахалинское региональное отделение политической партии РДП «Яблоко» Сахалинское региональное отделение Российской партии ЖИЗНИ Сахалинское региональное отделение Гражданской партии России Против всех списков кандидатов

Число голосов «За» 25 432 22 635

% 19,94 % 17,74 %

20 305

15,92 %

9 359 9 356

7,34 % 7,33 %

8 266 3 995

6,48 % 3,13 %

3 360 2 577

2,63 % 2,02 %

1 395

1,09 %

721

0,57 %

16 449

12,89 %

В результате электоральное пространство оказалось структурированным преимущественно вокруг отношения к политике федерального центра. Оппозицию по первой главной компоненте образуют «Единая Россия», с одной стороны, и «Сахалин и Курилы», «За достойную жизнь» и КПРФ — с другой. По оси второго фактора ЛДПР и, в меньшей степени, «Сахалин и Курилы» противостоят всем остальным политическим силам (таблицы 100101 и рис. 111). Таблица 100 Собственное значение

% общей вариации

Суммарное значение

% Сумм. вариация

1

3,308017

47,25738

3,308017

47,25738

2

1,393895

19,91279

4,701912

67,17017

3

1,084585

15,49407

5,786497

82,66424

241

Таблица 101 Переменные «Единая Россия» (ER) ЛДПР (LDPR) «Сахалин и Курилы» (SAH_I_KU) «За достойную жизнь» (ZA_DOST) «Яблоко» (YABL) КПРФ (KPRF) Против всех (PROTIV) Объясненная вариация От всей вариации

Ф1 –0,84806 –0,08345 0,775355 0,787 –0,10974 0,803917 –0,83844 3,308017 0,472574

Ф3

Ф2 0,203891 –0,93096 –0,46564 0,200421 0,135094 0,454482 0,06203 1,393895 0,199128

–0,20044 0,174761 –0,12377 –0,17497 0,970706 0,123614 –0,10188 1,084585 0,154941

Рис. 111 0,6

кпрф

0,4

единая россия 0,2

яблоко

против всеx

за достойную жизнь

0,0 -0,2

сахалин

-0,4 -0,6 -0,8

лдпр

-1,0 -1,2 -1,2

-0,8

-0,4

0,0

0,4

0,8

1,2

Линейно-структурный анализ в данном случае полностью подтверждает гипотезу о статистической связи между позицией партии в пространстве ее отрицательных связей и результатом. Коэффициент корреляции Пирсона составил –0,82, Спирмана — –0,79 (таблица 102). Таблица 102 ER

LDPR

SAH_I_KU

ZA_DOST

YABL

KPRF

PROTIV

ER

1,00

0,00

–0,58

LDPR

0,00

1,00

–0,14

–0,61

0,00

–0,64

0,71

–0,26

–0,05

–0,47

SAH_I_KU

–0,58

–0,14

1,00

0,00

0,38

–0,24

0,38

–0,80

ZA_DOST

–0,61

–0,26

YABL

0,00

–0,05

0,38

1,00

–0,06

0,61

–0,50

–0,24

–0,06

1,00

0,02

KPRF

–0,64

–0,47

0,38

0,16

0,61

0,02

1,00

–0,54

PROTIV_V

0,71

0,00

–0,80

–0,50

0,16

–0,54

1,00

242

Иркутская область На выборах депутатов Законодательного Собрания Иркутской области (10 октября 2004 г.) областная власть в лице, прежде всего, губернатора Б. Говорина, также прибегла к тактике «раскладывания яиц по нескольким корзинам». Помимо «Единой России», представлявшей собой элитную коалицию и далеко не в полной мере подконтрольной губернатору, администрация области поддержала также Аграрную партию РФ. Кроме того, вторым номером в списке «Родины» значилась заместитель губернатора области Т. Рютина, хотя внешне блок выглядел оппозиционным по отношению к властям. В открытой оппозиции губернатору выступила КПРФ во главе с бывшим депутатом Государственной думы и лидером местных коммунистов Сергеем Левченко. Явно с целью конкуренции с КПРФ был выставлен список Социалистической единой партии России (СЕПР), возглавленный сторонником губернатора Виктором Соколовым (впрочем, не добившийся успеха). КПРФ в регионе практически повторила свой результат на парламентских выборах 2003 г., получив около 12 % голосов. Также в выборах принял участие блок «За родное Приангарье!», созданный из местных отделений СПС и Народной партии. Блок «За родное Приангарье!» четко позиционировал себя как «защитника региональных интересов, выступающих против крупных московских ФПГ». Он сумел, хотя и с трудом, преодолеть заградительный барьер, получив чуть более 5 % голосов. Также с трудом преодолела барьер Российская партия пенсионеров (таблица 103). Таблица 103 N п/п 1 2 3 4 5 6 7 8 9

Наименование избирательного объединения (блока) Иркутское региональное отделение политической партии «Единая Россия» Иркутское областное отделение Коммунистической партии Российской Федерации Иркутское областное отделение Аграрной партии России Иркутское региональное отделение политической партии «Родина» Блок «За родное Приангарье!» Иркутское региональное отделение Российской партии пенсионеров Иркутское региональное отделение Социалистической единой партии России Иркутское региональное отделение политической партии РДП «Яблоко» Иркутское региональное отделение ЛДПР Против всех списков кандидатов 243

Число голосов «За» 164 581

% 30,19 %

70 094

12,86 %

50 861

9,33 %

49 368

9,06 %

37 935 31 634

6,96 % 5,80 %

23 203

4,26 %

22 534

4,13 %

19 890 61 591

3,65 % 11,30 %

Благодаря административной поддержке, особенно значимой в южных сельских районах области, неплохо выступила АПР, получив почти 10 % голосов избирателей. Примерно столько же получила «Родина». Провалом закончилось голосование для ЛДПР и «Яблока» (около 3 % голосов у обеих партий). Против всех кандидатов проголосовали 11 % избирателей. Победу же уверенно одержала «Единая Россия», значительно оторвавшись от всех конкурентов (30,19 %). Именно голосование за эту партию оказало основное структурирующее влияние на электоральное пространство: ЕР формирует структурную оппозицию и по первому, и по второму факторам. Это связано, в том числе, с тем, что все без исключения оппозиционные партии сосредоточили свои силы на критике «Единой России» (в основном в связи с монетизацией льгот 219). Статистика факторного анализа и диаграмма рассеивания см. таблицы 104-105 и рис. 112. Таблица 104 1 2 3

Собственное значение 3,361979 1,20206 1,145142

% общей вариации 42,02474 15,02576 14,31428

Суммарное значение 3,361979 4,564039 5,709182

% Сумм. вариация 42,02474 57,05049 71,36477

Таблица 105 Переменные «Яблоко» (YABL) «Единая Россия» (ER) RODINA (RODINA) РПП (PART_PEN) ЛДПР (LDPR) «За родное Приангарье!» (ZA_RODN) КПРФ (KPRF) Против всех (PROTIV) Объясненная вариация От всей вариации

Ф1 0,638981 –0,13048 0,702303 0,710712 0,681839

Ф2 0,041476 –0,66359 0,441971 0,10575 –0,50293

Ф3 –0,21656 –0,51263 –0,38609 –0,43707 0,320918

0,424363

0,344729

0,536051

0,665585 0,922131 3,361979 0,420247

–0,42576 –0,0202 1,20206 0,150258

0,323933 –0,00936 1,145142 0,143143

Следует отметить, что очень похожая в структурном отношении картина наблюдалась в электоральном пространстве Иркутской области на выборах депутатов Государственной Думы: ЕР находилась на полюсах структурной оппозиции по первым двум факторам, по второму фактору ЛДПР и КПРФ противостоят «Родине» и СПС (на региональных выборах представленной блоком «За родное Приангарье!»). 244

Из анализа пришлось исключить Аграрную партию России, несмотря на ее существенный электоральный результат. Переменная «поддержка АПР» обладает далеким от нормального распределением, не корректируемым чисткой отдельных выбросов. Включение АПР в анализ приводит к значительному искажению общей картины (рис. 113). Рис. 112 0.6

родина приангарье

0.4

0.2

рпп яблоко

0.0

против всеx

-0.2

кпрф лдпр

-0.4

единая россия

-0.6

-0.8 -0.4

-0.2

0.0

0.2

Рис. 113 Распределение АПР

0.4

0.6

0.8

1.0

1.2

Геометрическое представление с включением АПР 1.2

16

единая россия

1.0

14

0.8

12

0.6

10

0.4

8

0.2

6 0.0

4

лдпр кпрф рпп против всеx яблоко родина

-0.2

апр

2

приангарье

-0.4

0 0.0

10.0 5.0

20.0 15.0

30.0 25.0

40.0 35.0

50.0 45.0

-0.6 -1.4

-1.0

-0.6

-0.2

0.2

0.6

1.0

Линейно-структурный анализ подтверждает гипотезу о связи между суммой отрицательных коэффициентов корреляции с результатом партии. 245

Коэффициент Пирсона составляет -0,83; Спирмана -0,45. В матрице интеркорреляций четко видно структурное доминирование «Единой России» (таблица 106). Таблица 106 YABL

ER

RODINA

PENS

LDPR

ZARODN

KPRF

YABL

1,00

–0,12

0,64

0,51

0,41

0,22

0,32

PROTIV 0,65

ER

–0,12

1,00

–0,02

0,05

0,10

–0,14

–0,05

–0,08

RODINA

0,64

–0,02

1,00

0,69

0,32

0,40

0,34

0,74

PART_PEN

0,51

0,05

0,69

1,00

0,19

0,20

0,55

0,68

LDPR

0,41

0,10

0,32

0,19

1,00

0,44

0,49

0,55

ZA_RODN

0,22

–0,14

0,40

0,20

0,44

1,00

0,31

0,51

KPRF

0,32

–0,05

0,34

0,55

0,49

0,31

1,00

0,61

PROTIV_V

0,65

–0,08

0,74

0,68

0,55

0,51

0,61

1,00

Читинская область На выборах в Читинскую областную думу победу одержала «Единая Россия» (35,61 %). Против всех кандидатов было подано 15 % голосов, а поддержка коммунистов по сравнению с последними выборами в Госдуму выросла в полтора раза. Аграрная партия получила 12,33 % голосов, а ЛДПР — 11,44 %. «Родина» не успела вовремя создать региональное отделение, а в СПС перед выборами сменился руководитель регионального отделения, вследствие чего правые решили не участвовать в кампании. ЛДПР заняла нейтральную позицию по отношению к губернатору, ограничившись критикой в адрес «Единой России». А КПРФ и «Яблоко» заявили, что будут в «конструктивной оппозиции к областным властям». Представители «Яблока» не прошли в облдуму, набрав всего 3,15 % (таблица 107). Таблица 107 N п/п 1 2 3 4 5

Наименование избирательного объединения (блока) Читинское региональное отделение политической партии «Единая Россия» Читинское областное отделение Коммунистической партии Российской Федерации Читинское областное отделение Аграрной партии России Читинское региональное отделение ЛДПР Читинское региональное отделение политической партии РДП «Яблоко» Против всех списков кандидатов 246

Число голосов «За» 111 956

% 35,61 %

58 734

18,68 %

38 742

12,32 %

35 969 9 780

11,44 % 3,11 %

47 309

15,05 %

«Единая Россия» формирует структурную оппозицию по обеим факторным осям — первой и второй. По первому фактору она противостоит ЛДПР — партии, наиболее интенсивно критиковавшей «Единую Россию». Вторую факторную ось формирует раскол АПР+КПРФ — «Единая Россия» +Яблоко. Таким образом, его можно считать традиционным лево-правым размежеванием (таблицы 108-109, рис. 114) Таблица 108 1 2 3

Собственное значение 2,721855 1,506327 1,020325

% общей вариации 45,36425 25,10544 17,00542

Суммарное значение 2,721855 4,228181 5,248507

% Сумм. вариация 45,36425 70,46969 87,47511

Таблица 109 Переменные Аграрная партия (AGR_PART) КПРФ (KPRF) «Единая Россия» (ER) «Яблоко» (YABL) ЛДПР (LDPR) «Против всех» (PROTIV) Объясненная вариация От всей вариации

Ф1 –0,28032 0,267758 –0,78438 0,643945 0,869847 0,886019 2,721855 0,453642

Ф2 –0,67751 –0,63849 0,607719 0,489004 0,176217 –0,0118 1,506327 0,251054

Ф3 –0,66046 0,687213 0,111282 –0,18532 0,064639 –0,24689 1,020325 0,170054

Рис. 114 0.8

единая россия 0.6

яблоко

0.4

лдпр

0.2

против всеx

0.0 -0.2 -0.4

-0.8 -1.2

кпрф

апр

-0.6

-0.8

-0.4

0.0

247

0.4

0.8

1.2

Линейно-структурный анализ подтверждает наличие связи между положением партии в системе корреляций и ее результатом. Коэффициент Пирсона составляет –0,74, Спирмана — –0,6. Примечательно, что отрицательно коррелирует со всеми остальными участниками выборов не только «Единая Россия», но и КПРФ и АПР, также набравшие значительное число голосов (таблица 110). Таблица 110 AGR_PART

KPRF

ER

YABL

LDPR

PROTIV_V

AGR_PART

1,00

–0,05

–0,36

–0,36

–0,45

–0,26

KPRF

–0,05

1,00

–0,42

–0,07

–0,03

–0,15

ER

–0,36

–0,42

1,00

–0,26

–0,33

–0,46

YABL

–0,36

–0,07

–0,26

1,00

0,66

0,57

LDPR

–0,45

–0,03

–0,33

0,66

1,00

0,69

PROTIV_V

–0,26

–0,15

–0,46

0,57

0,69

1,00

Калужская область Выборы депутатов Законодательного Собрания Калужской области прошли в атмосфере низкой конкуренции при фактически полном доминировании сторонников губернатора. Было зарегистрировано всего 6 списков («Единая Россия», КПРФ, ЛДПР, «Яблоко», «Родина» и Аграрная партия России). Губернатор А. Артамонов лично возглавил список партии «Единая Россия». КПРФ, пережившая раскол на региональном уровне, находилась в ослабленном состоянии и не вступала с властями региона в конфронтацию. Аграрная партия России в регионе также полностью лояльна администрации, принимала участие в выборах при полной ее поддержке. Непосредственно перед выборами была создана региональная организация партии «Родина». Из всех участников выборов только партия «Яблоко» во главе с известной правозащитницей из Обнинска беспартийной Т. Котляр была реально оппозиционна губернатору. Калужская область оказалась единственным регионом, где партия «Яблоко» смогла на выборах 2004 г. самостоятельно преодолеть 5%-ный барьер. Главным фактором успеха стал фактор личной популярности Т.М. Котляр в Обнинске и Калуге. Благодаря этому в областном центре «Яблоко» набрало 12 %, а в Обнинске и вовсе заняло первое место, получив 30 %. 220 «Родина» также позиционировала себя в качестве оппозиции, хотя ее оппозиционность носила скорее «виртуальный» характер. Результаты выборов приведены в таблице 111. 248

Таблица 111 N п/п

1 2 3 4 5 6

Наименование избирательного объединения (блока)

Число голосов «За»

«Единая Россия» Коммунистическая партия Российской Федерации Партия «РОДИНА» ЛДПР РДП «Яблоко» Аграрная партия России Против всех списков кандидатов

104 922 35 128 29 338 25 985 16 592 12 345 31 746

%

40,03 % 13,40 % 11,19 % 9,91 % 6,33 % 4,71 % 12,11 %

В факторно-структурном пространстве «Единая Россия» занимает позицию, близкую к доминированию (полное структурное доминирование «нарушает» присутствие на одном полюсе с ЕР Аграрной партии). «Единая Россия» и АПР по первому фактору противостоят «Яблоку» и «Родине», — данный раскол можно интерпретировать как раскол «власть — оппозиция». По второму фактору наблюдается оппозиция АПР и ЛДПР+КПРФ. Последние две партии формируют полюс структурной оппозиции по второму фактору и на парламентских выборах 2003 г. (таблицы 112-113, рис. 115) Таблица 112 Собственное значение 1 3,894425 2 1,297512 3 0,819024

% общей вариации 55,63464 18,53588 11,70034

Таблица 113 Переменные КПРФ (KPRF) ЛДПР (LDPR) «Яблоко» (YABL) Аграрная партия (AGR_PART) «Единая Россия» (ER) «Родина» (RODINA) Против всех (PROTIV) Объясненная вариация От всей вариации

Суммарное значение 3,894425 5,191936 6,01096

Ф1 0,313731 0,423522 0,898335 –0,36213 –0,97338 0,889362 0,969562 3,894425 0,556346

Ф2 –0,6914 –0,52861 0,296394 0,576908 0,003551 0,332428 0,094119 1,297512 0,185359

% Сумм. вариация 55,63464 74,17052 85,87085

Ф3 –0,44416 0,733382 –0,15489 0,225164 –0,0878 0,001602 –0,03863 0,819024 0,117003

Результаты корреляционного линейно-структурного анализа выглядят следующим образом: коэффициент Пирсона равен –0,94, Спирмана — – 249

0,24. Таким образом, гипотеза о связи структурного положения партии и ее результата подтверждается (таблица 114). Рис. 115 0.8

апр

0.6 0.4

яблоко родина

0.2 0.0

против всеx единая россия

-0.2 -0.4

лдпр

-0.6

кпрф

-0.8 -1.4

-1.0

-0.6

-0.2

0.2

0.6

1.0

1.4

Таблица 114 KPRF

KPRF

LDPR

YABL

AGR PART

ER

RODINA

PROTIV_V

1,00

0,18

0,07

–0,37

–0,32

0,15

0,27

LDPR

0,18

1,00

0,23

–0,37

–0,60

0,34

0,46

YABL AGR_PAR T ER

0,07

0,23

1,00

–0,14

–0,79

0,86

0,87

–0,37

–0,37

–0,14

1,00

0,18

–0,23

–0,22

–0,32

–0,60

–0,79

0,18

1,00

–0,82

–0,93

RODINA

0,15

0,34

0,86

–0,23

–0,82

1,00

0,84

PROTIV_V

0,27

0,46

0,87

–0,22

–0,93

0,84

1,00

Курганская область Выборы депутатов Курганской областной Думы проходили одновременно с выборами губернатора Курганской области. В обоих случаях победили представители власти: первое место на выборах в легислатуру заняла «Единая Россия» (25,74 %), на губернаторских выборах был переизбран действующий губернатор О. Богомолов, выдвинутый «Единой Россией». Фактически поддержкой областной администрации также пользовался список Союза правых сил во главе с баллотировавшимся в губернаторы области московским бизнесменом Е. Собакиным, чья активная кампания спо250

собствовала успеху списка (четвертое место). Кампания партии строилась на социальном популизме с дистанцированием от «старого СПС». Реально О. Богомолова поддерживала и КПРФ, также прошедшая в областную Думу. Итоги выборов показали, что голосование за компартию в регионе продолжает снижаться. Традиционно сильные позиции в области сохранила ЛДПР, заняв второе место. Лидер списка одновременно баллотировался в губернаторы. Успех ЛДПР может носить ситуативный характер и быть реакцией на кризис в КПРФ. К курганским либерал-демократам перетекла часть коммунистического электората, разочаровавшегося в дееспособности лидеров КПРФ. Пятипроцентный барьер также преодолели два списка, близких, по мнению экспертов, к известному уральскому олигарху П. Федулеву — Российской партии пенсионеров и Аграрной партии России. Неожиданным стало поражение списка партии «Родина», отказавшейся поддержать на выборах губернатора члена федерального руководства партии С. Капчука, который в итоге баллотировался как независимый кандидат (таблица 115). Таблица 115 N п/п 1 2 3 4 5 6 7 8

Наименование избирательного объединения (блока) Курганское региональное отделение политической партии «Единая Россия» Курганское региональное отделение ЛДПР Курганское областное отделение Коммунистической партии Российской Федерации Курганское региональное отделение политической партии Союз правых сил Курганское региональное отделение политической партии Российская партия пенсионеров Курганское областное отделение Аграрной партии России Курганское региональное отделение политической партии «Родина» Курганское региональное отделение политической партии Российская партия ЖИЗНИ Против всех списков кандидатов

Число голосов «За» 105 379

% 25,74 %

53 978 44 636

13,18 % 10,90 %

43 675

10,67 %

42 282

10,33 %

33 935

8,29 %

16 378

4,00 %

8 754

2,14 %

40 703

9,94 %

Ось первой факторной переменной отражает раскол «региональная власть — оппозиция». Так, на одном полюсе представлены лояльные губернатору политические силы — «Единая Россия», КПРФ и СПС. Нахождение там же Аграрной партии объясняется, вероятно, что все эти партии (кроме СПС) более активно поддержали сельские территории области. На противоположном — протестном — фланге находятся «Родина» и ЛДПР. Второй фактор может быть интерпретирован в русле «классического» левоправого размежевания: КПРФ и «Партии пенсионеров» противостоит СПС (таблицы 115-116, рис. 116). 251

Таблица 115 Собственное значение 1 2,822397 2 1,685565 3 1,470311

% общей вариации 35,27996 21,06956 18,37889

Таблица 116 Переменные СПС (SPS) «Единая Россия» (ER) Аграрная партия (AGRARN_P) Партия пенсионеров (PENS) «Родина» (RODINA) ЛДПР (LDPR) КПРФ (KPRF) «Против всех» (PROTIV) Объясненная вариация От всей вариации

Суммарное значение 2,822397 4,507962 5,978273

Ф1 0,371824 0,52685 0,714264 –0,33971 –0,58989 –0,80741 0,220318 –0,8559 2,822397 0,3528

% Сумм. вариация 35,27996 56,34953 74,72841

Ф3 –0,15355 0,723028 –0,57711 –0,17007 –0,50859 0,281792 –0,46776 –0,07147 1,470311 0,183789

Ф2 –0,85776 0,27639 –0,20476 0,628149 0,007826 –0,35171 0,536811 –0,15812 1,685565 0,210696

Рис. 116 0.8

рпп

кпрф

0.6 0.4

единая россия

0.2

родина 0.0 -0.2

против всеx

апр

лдпр

-0.4 -0.6

спс

-0.8 -1.0 -1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

Линейно-структурный анализ подтверждает гипотезу о существовании связи между результатом партии и величиной ее отрицательных связей с другими объектами электорального выбора (таблица 117). Коэффициент Пирсона составил –0,9, Спирмана — –0,6. 252

Таблица 117 ER

AGRARN_P

ROS_PART

RODINA

LDPR

KPRF PROTIV_V

SPS

1,00

SPS

–0,11

0,34

–0,40

–0,08

–0,03

–0,39

0,13

ER

–0,11

1,00

–0,17

–0,21

–0,58

–0,35

–0,14

–0,60

AGRARN_P

0,34

–0,17

1,00

–0,11

–0,12

–0,64

0,06

–0,34

ROS_PART

–0,40

–0,21

–0,11

1,00

0,23

–0,03

–0,05

0,03

RODINA

–0,08

–0,58

–0,12

0,23

1,00

0,32

–0,06

0,48

LDPR

–0,03

–0,35

–0,64

–0,03

0,32

1,00

–0,30

0,58

KPRF

–0,39

–0,14

0,06

–0,05

–0,06

–0,30

1,00

–0,24

PROTIV_V

0,13

–0,60

–0,34

0,03

0,48

0,58

–0,24

1,00

Архангельская область На выборах депутатов Архангельского областного Собрания депутатов 19 декабря 2004 г. в области сложилась сложная предвыборная ситуация. Входящий в «Единую Россию» губернатор области Н. Киселев одновременно боролся с КПРФ, ЛДПР, Партией социальной справедливости и блоком «Наша Родина — Архангельская область», который образовали региональные отделения Союза правых сил и РДП «Яблоко». Прогубернаторскими силами были «Единая Россия» и Аграрная партия России, а остальные партии занимали нейтральную позицию. КПРФ в регионе выдвигала список после организационного раскола, ослабившего партию. ЛДПР в Архангельской области является традиционно сильной; и в данном случае ее кампания была одной из наиболее эффективных, прежде всего с точки зрения использования местного информационного ресурса (телепередача «Общественные слушания», непременным участником которой был первый номер списка ЛДПР тележурналист И. Азовский). Именно включение яркого и эпатажного Азовского принесло, по мнению экспертов, дополнительные очки партии. Партия провела кампанию, построенную на дискредитации «Единой России». Региональное отделение партии «Родина» было создано в Архангельске лишь 2 июня 2004 г. В области обсуждалось возможное взаимодействие в регионе организаций ЛДПР и «Родины» — в руководство обоих региональных отделений входят представители местной элиты братья Гусаковы. Однако в результате какой-либо эффективной координации действий двух партийных структур так и не было налажено. Главной сенсацией стало участие в выборах «списка В.Я. Крупчака» — Партии социальной справедливости. Это стало неприятной неожиданностью для «Единой России», так как ПСС была в состоянии отобрать у пар253

тии голоса в Новодвинске, градообразующим предприятием которого является принадлежащий В. Крупчаку Архангельский целлюлозно-бумажный комбинат. Успеху партии способствовала активная рекламная кампания и удачные лозунги, позиционирующих партию как защитницу наименее обеспеченных слоев населения («мы за бедных, мы за справедливость»). Результаты выборов отражают высокий уровень партийной фрагментации и электоральной конкуренции. Победу одержала «Единая Россия», однако ее результат оказался сравнительно скромным: 23,63 % голосов. ЛДПР и «Родина» заняли второе и третье места с соответственно 13,5 % и 12,7 %. Сразу три списка набрали примерно по 8 % голосов: КПРФ, «Наша Родина — Архангельская область» и ПСС. Поражение потерпела Аграрная партия России, список которой практически не содержал известных в масштабах области политических фигур (таблица 118). Таблица 118 N п/п 1 2 3 4 5 6 7 8 9

Наименование избирательного объединения (блока)

Число голосов «За»

%

Архангельское региональное отделение политической партии «Единая Россия» Архангельское региональное отделение ЛДПР Архангельское региональное отделение политической партии «Родина» Архангельское областное отделение Коммунистической партии Российской Федерации Избирательный блок «Наша Родина — Архангельская область» Архангельское региональное отделение политической партии Партия социальной справедливости Архангельское областное отделение Аграрной партии России Избирательный блок «Северный край» Архангельское региональное отделение политической партии Партия Возрождения России Против всех списков кандидатов

96 075

23,63 %

55 010 51 443

13,53 % 12,65 %

35 003

8,61 %

33 231

8,17 %

32 525

8,00 %

16 584

4,08 %

10 148 3 259

2,50 % 0,80 %

63 894

15,71 %

Результаты факторного анализа также отражают сложность сформировавшейся ситуации. Первая главная компонента объясняет всего 34,9 % общей вариации и не дает структуры доминирующего выбора. В целом модель с тремя факторами объясняет только 74 % вариации (таблица 119). Таблица 119 Собственное значение 1 2,792368 2 2,141253 3 1,06392

% общей вариации 34,9046 26,76567 13,299 254

Суммарное значение 2,792368 4,933621 5,997542

% Сумм. вариация 34,9046 61,67026 74,96927

Первую факторную переменную с некоторыми оговорками можно интерпретировать как «властно-оппозиционный» раскол. Ключевое противостояние по этой оси включает на одном полюсе «Единую Россию», на противоположном — в той или иной мере противостоящие губернаторским силам ЛДПР, КПРФ и ПСС. В то же время, АПР была «опознана» электоратом в качестве оппозиционной силы, тогда как «Родина» оказалась «по одну сторону баррикад» с ЕР. Наибольший «вклад» в формирование второй факторной переменной вносят «Против всех» и блок «Яблока» и СПС, выступивших под лозунгами местного патриотизма. Представляется наиболее вероятным, судя по географии голосования, что здесь проявились альтернативные формы «городского протеста»: именно в городах поддержка правых и голосование «против всех» были наиболее интенсивными (таблица 120, рис. 117). Таблица 120 Переменные «Наша Родина — Архангельская область» (NASHA_RO)

Ф1

Ф2

Ф3

0,189789

–0,78213

–0,35231

Аграрная партия (AGRARNAI) ЛДПР (LDPR) ПСС (PSS) «Родина» (RODINA) КПРФ (KPRF) «Единая Россия» (ER) Против всех (PROTIV) Объясненная вариация От всей вариации

–0,52953 –0,64081 –0,74929 0,786703 –0,60289 0,718791 –0,06949 2,792368 0,349046

–0,63017 0,252073 –0,28891 –0,4012 –0,07799 0,126112 0,895797 2,141253 0,267657

0,420628 –0,38403 0,407132 –0,27778 –0,32506 0,516529 0,00224 1,06392 0,13299

Рис. 117 1.4

против всеx

1.0

0.6

лдпр

единая россия

0.2

кпрф -0.2

-0.6

-1.0 -1.0

псс

родина апр архангельская

-0.6

-0.2

0.2

255

0.6

1.0

Линейно-структурный анализ подтверждает наличие связи между структурным положением партии в одномерном континууме отрицательных корреляций и ее результатом (таблица 121). Коэффициент Пирсона составляет –0,65, коэффициент Спирмана — –0,74. Таблица 121 NASHA_RO

AGRARNAI

LDPR

PSS

RODINA

KPRF

ER

PROTIV

NASHA_RO

1,00

0,35

–0,08

0,02

0,53

0,00

–0,03

–0,42

AGRARNAI

0,35

1,00

0,03

0,42

0,02

–0,01

–0,11

–0,73

LDPR

–0,08

0,03

1,00

0,09

–0,45

0,06

–0,38

0,11

PSS

0,02

0,42

0,09

1,00

–0,43

0,25

–0,30

–0,16

RODINA

0,53

0,02

–0,45

–0,43

1,00

–0,04

0,17

–0,43

KPRF

0,00

–0,01

0,06

0,25

–0,04

1,00

–0,49

0,04

ER

–0,03

–0,11

–0,38

–0,30

0,17

–0,49

1,00

–0,24

PROTIV_V

–0,42

–0,73

0,11

–0,16

–0,43

0,04

–0,24

1,00

Корякский автономный округ Выборы депутатов Думы Корякского автономного округа состоялись 19 декабря 2004 года. Регион является одним из самых малонаселенных субъектов Российской Федерации, его отличает высокий уровень дотационности, социально-экономическая депрессивность. При этом местная политическая жизнь отличается активностью: имеют место постоянные конфликты между губернатором и Думой, окружными и местными властями и т. д. Кампания 2004 года ознаменовалась конфликтом прежнего состава Думы и губернатора В. Логинова. О его остроте свидетельствует тот факт, что к моменту, когда было положено начать избирательную кампанию, округ не имел закона о выборах. В результате решение принимала избирательная комиссия округа, которая образовала единый пятимандатный округ в границах всей Корякии и еще 7 мандатов распределять по партийным спискам с 5%-м заградительным барьером. Было также принято решение проводить выборы по пропорциональной части Думы КАО по системе открытых списков, что в результате привело к довольно неожиданным результатам: первый номер списка «Единой России» опустился на четвертое место и остался без мандата. Расстановка политических сил на выборах полностью отражает ключевой конфликт между губернатором и легислатурой, где большинство имела КПРФ. Именно эта партия стала доминирующей на оппозиционном фланге электоральной структурой. Губернаторский лагерь был представлен официальной «партией власти» — «Единой Россией», а также двумя «псевдооп256

позициоными» образованиям — Российской партией пенсионеров и ЛДПР. В результате на выборах 19 декабря серьезного успеха добилась оппозиция губернатору — первое место по спискам получила КПРФ с 35,13 %, «Единая Россия» заняла второе место с 22,68 % голосов (для сравнения: в декабре 2003 года было 48 %). Российская партия пенсионеров и ЛДПР получили 11,38 % и 9,89 %. «Против всех» проголосовало 12,65 % избирателей. По единому пятимандатному округу были избраны 3 кандидата, выдвинутые КПРФ. Таким образом, оппозиция получила 8 из 12 мест в парламенте. Этот успех компартии является самым крупным на выборах региональных законодательных собраний последних нескольких лет 221. По результатам факторного анализа, электоральное пространство Корякского АО является хорошо структурированным. Первый фактор объясняет 70 % общей вариации переменных, первый и второй суммарно — 87 % вариации (таблица 122). Таблица 122 Собственное значение 1 3,508621 2 0,88901

% общей вариации 70,17241 17,78021

Суммарное значение 3,508621 4,397631

% Сумм. вариация 70,17241 87,95262

Матрица факторного отображения и соответствующее геометрическое представление показывают, что электорат довольно четко «опознал» «псевдооппозиционные» ЛДПР и РПП как часть прогубернаторского лагеря. КПРФ обладает практически чистым структурным доминированием (на одном с ней полюсе первой факторной переменной находится только позиция «против всех»). По второй главной компоненте «Единая Россия» противостоит всем остальным политическим силам. Таким образом, по первой компоненте мы имеем раскол между двумя элитными группами, сформированными вокруг двух ветвей власти. По второй — «чистое» противостояние власти в лице ее «официальной» партии и всех остальных — реально или виртуально — оппозиционных структур (таблица 123, рис. 118). Таблица 123 Переменные Российская партия пенсионеров (PART_PEN) («Единая Россия» (ER) ЛДПР (LDPR) КПРФ (KPRF) Против всех (PROTIV_V) Объясненная вариация От всей вариации 257

Ф1 0,747948 0,443055 –0,9803 0,890079 –0,99983 3,508621 0,701724

Ф2 –0,28948 0,880964 0,169055 –0,0207 –0,01035 0,88901 0,177802

Рис. 118 1.0

единая россия

0.8

0.6

0.4

кпрф

0.2

0.0

против всеx

лдпр

-0.2

-0.4 -1.4

рпп -1.0

-0.6

-0.2

0.2

0.6

1.0

Результаты линейно-структурного анализа показывают наличие связи между структурным положением партии и ее результатом, хотя коэффициенты и не высоки: корреляция Пирсона составляет –0.3, Спирмана — –0.42 (таблица 124). Таблица 124 PART_PEN

ER

KPRF

LDPR

PROTIV_V

1

0,5

–0,4

0,3

–0,4

ER

0,5

1

–0,8

0,6

–0,8

KPRF

–0,4

–0,8

1

–0,9

1

LDPR

0,3

0,6

–0,9

1

–0,9

PROTIV_V

–0,4

–0,8

1

–0,9

1

PART_PEN

Республика Хакасия Избирательная кампания по выборам Верховного Совета республики Хакасия, которые состоялись 26 декабря 2004 г., прошла спокойно и без скандалов. Одновременно в регионе шла избирательная кампания по выборам председателя правительства республики, на которых у действующего главы региона А. Лебедя фактически не было конкурентов. Довольно низкий интерес жителей республики к этим выборам, по сути безальтернативным, иллюстрирует уровень электоральной активности, который составил всего 38,43 %. 258

Команда А. Лебедя, опиравшаяся на поддержку «Единой России», решила в дополнение к ней сформировать «региональный» избирательный блок, названный «Хакасия», который формально учредили республиканские отделения Партии возрождения России и партии «Свободная Россия». Также лояльным властям Хакасии был список Аграрной партии России во главе с министром сельского хозяйства республики Г.Чанкиным. Главным оппонентом «Единой России» и блока «Хакасия» стала региональная организация КПРФ, традиционно популярная в регионе. Союз правых сил, сформировавший самостоятельный список, также был критически настроен по отношению к властям республики. Избирательные кампании ЛДПР и Российской партии пенсионеров сопровождались приездами в регион их федеральных лидеров В. Жириновского и В. Гартунга. Определенного отношения к действующей в регионе власти они не высказывали. Только накануне выборов в Хакасии было создано отделение партии «Родина», поэтому она не смогла провести результативную избирательную кампанию. В результате «Единая Россия» получила 23 % голосов, второе место заняла КПРФ с 18 %. Третье место осталось за избирательным блоком «Хакасия». Заградительный 5%-ный барьер не сумели преодолеть СПС и АПР, не имевших в своих списках значимых политических фигур (таблица 125). Таблица 125 N п/п 1 2 3 4 5 6 7 8

Наименование избирательного объединения (блока) Хакасское региональное отделение политической партии «Единая Россия» Хакасское областное отделение Коммунистической партии Российской Федерации Избирательный блок «Хакасия» Хакасское региональное отделение политической партии Российская партия пенсионеров Хакасское региональное отделение ЛДПР Хакасское региональное отделение политической партии «Родина» Хакасское областное отделение Аграрной партии России Хакасское региональное отделение политической партии Союз правых сил Против всех списков кандидатов

Число голосов «За»

%

34 573

23,17 %

27 336

18,32 %

24 966 11 737

16,73 % 7,87 %

9 754 7 975

6,54 % 5,35 %

5 748

3,85 %

5 052

3,39 %

16 183

10,85 %

Электоральное пространство республики на этих выборах структурировано довольно слабо. Первый фактор объясняет 35 % вариации, три фактора в модели — 77 % (таблица 126). Это обусловлено, во-первых, довольно большим числом активных участников предвыборной гонки, во-вторых, недостаточно четким позиционированием целого ряда из них по отношению ключевого вопроса повестки дня — отношения к кандидатуре А. Лебедя в качестве инкумбента на губернаторских выборах. 259

Таблица 126

1 2 3

Собственное значение 3,21 2,591211 1,140471

% общей вариации 35,66666 28,79124 12,6719

Суммарное значение 3,21 5,801211 6,941681

% Сумм. вариация 35,66666 64,4579 77,12979

Первая факторная ось формируется на одном из полюсов двумя выражено оппозиционными партиями, противоположными при этом по своим идеологическим установкам, — КПРФ и СПС. Они противостоят довольно большому и разношерстному кластеру партий, лояльных или нейтральных по отношению к А. Лебедю: «Единой России», «Родине», ЛДПР и Партии пенсионеров. По второй главной компоненте две прогубернаторские структуры — Хакасия и Аграрная партия — находятся в структурной оппозиции голосованию «против всех». Таким образом, отношение к региональной властной элите проявляется и в первой, и во второй факторной переменной. Также следует отметить, что блок с «местным политическим окрасом» (Хакасия) вновь сыграл ключевую роль в формировании второго фактора (таблица 127, рис. 119). Таблица 127 Переменные СПС (SPS) КПРФ (KPRF) ХАКАСИЯ (HAKASIA) «Родина» (RODINA) «Единая Россия» (ER) Аграрная партия (AGR_PART) ЛДПР (LDPR) Российская партия пенсионеров (PART_PEN) Против всех (PROTIV) Объясненная вариация От всей вариации

Ф1 0,730971 0,771035 0,081262 –0,85491 –0,62668 –0,08432 –0,68489

Ф2 0,469013 0,469706 –0,76857 0,402736 0,02571 –0,52556 0,442718

Ф3 0,182341 –0,10792 0,467151 –0,01951 0,431813 –0,81921 –0,04438

–0,65629

0,324947

–0,1193

0,20995 3,21 0,356667

0,905128 2,591211 0,287912

–0,05653 1,140471 0,126719

Выборы легислатуры в республике Хакасия — один из единичных случаев, когда не удается выявить связь между положением партий в линейноструктурном континууме и их электоральным результатом. Значимых коэффициентов корреляции получить не удалось (таблица 128). 260

Рис. 119 1.4

против всеx

1.0

0.6

спс кпрф

лдпр родина рпп

0.2

единая россия

-0.2

апр -0.6

хакасия

-1.0 -1.0

-0.6

-0.2

0.2

0.6

1.0

Таблица 128 SPS

KPRF

HAKASIA

RODINA

ER

APR

LDPR

PENS

PROTIV

SPS

1,00

0,48

–0,38

–0,16

–0,30

–0,69

–0,24

0,07

0,78

KPRF

0,48

1,00

–0,17

–0,44

–0,41

–0,29

–0,11

–0,38

0,38

HAKASIA

–0,38

–0,17

1,00

–0,46

–0,29

0,32

–0,25

–0,45

–0,53

RODINA

–0,16

–0,44

–0,46

1,00

0,73

–0,21

0,78

0,71

0,20

ER

–0,30

–0,41

–0,29

0,73

1,00

–0,11

0,41

0,59

–0,01

AGR_PART

–0,69

–0,29

0,32

–0,21

–0,11

1,00

–0,09

–0,05

–0,69

LDPR

–0,24

–0,11

–0,25

0,78

0,41

–0,09

1,00

0,50

0,17

PART_PEN

0,07

–0,38

–0,45

0,71

0,59

–0,05

0,50

1,00

0,12

PROTIV_V

0,78

0,38

–0,53

0,20

–0,01

–0,69

0,17

0,12

1,00

Владимирская область Выборы депутатов Законодательного Собрания Владимирской области состоялись 20 марта 2005 г. Здесь сложилась довольно своеобразная политическая ситуация: авторитетный руководитель региона Н. Виноградов является членом КПРФ, в то же время ему абсолютно лояльна и региональная организация «Единой России». Фактически, региональная «партия власти» в регионе выступала «двумя эшелонами», что, впрочем, не исключало конкуренции между «Единой Россией» и КПРФ в одномандатных округах. Именно эти две партии стали победителями кампании, получив практически одинаковое число голосов: 20,5 % и 20,3 %. В этой 261

связи закономерным выглядит очень большое число голосов, поданных против всех списков: 18 %. В девяти избирательных округах области «против всех» голосовало более 22 % процентов избирателей. Именно позиция «против всех» стала фактически главным каналом выражения протестных настроений. В качестве основного оппонента областных властей выступал список Аграрной партии России во главе с бывшим депутатом Государственной Думы Г. Чуркиным. Также в роли оппозиции выступило региональное отделение Российской партии пенсионеров, которая провела ряд протестных акций (посетивший регион лидер партии В. Гартунг даже не встретился с губернатором). Участвовавшие в кампании ЛДПР и Российская партия жизни не сформулировали четкого отношения к Н. Виноградову и его команде, сделав акцент на активной популистской кампании. Результаты даны в таблице 129. Таблица 129 N п/п 1

Наименование избирательного объединения (блока) Политическая партия «Единая Россия»

Число голосов «За» 74 729

2

% 20,53 %

Коммунистическая партия Российской Федерации

73 998

20,33 %

3

Российская партия пенсионеров

36 804

10,11 %

4

Российская партия ЖИЗНИ

36 298

9,97 %

5

Либерально-демократическая партия России

29 933

8,22 %

6

Аграрная партия России

23 808

6,54 %

7

Избирательный блок «Владимирский Гражданский Союз»

12 322

3,39 %

8

Против всех списков кандидатов

65 134

17,90 %

Факторный анализ результатов выборов довольно четко показывает, что отношение к региональной власти стало ключевым «расколообразующим» фактором. По первой главной компоненте наблюдается противостояние Партии пенсионеров, позиции «против всех» и, в меньшей степени, Аграрной партии прогубернаторским КПРФ и «Единой России» (таблицы 130131, рис. 120). Таблица 130

1 2 3

Собственное значение 2,239519 1,686893 1,158608

% общей вариации 31,99313 24,09847 16,55154 262

Суммарное значение 2,239519 3,926412 5,08502

% Сумм. вариация 31,99313 56,0916 72,64314

Таблица 131 Переменные Российская партия Жизни (RPZ) ЛДПР (LDPR) КПРФ (KPRF) Российская партия пенсионеров (PARTIA_P) «Единая Россия» (ER) Аграрная партия (AGRARNAI) Против всех (PROTIV) Объясненная вариация От всей вариации

Ф1 0,3816 0,131159 0,604719

Ф2 0,688051 0,558166 0,02225

Ф3 –0,32863 –0,60519 0,345136

–0,62831 0,789132 –0,18403 –0,81218 2,239519 0,319931

0,370764 –0,13083 –0,83925 0,206197 1,686893 0,240985

0,484434 0,302925 –0,48743 0,034845 1,158608 0,165515

Рис. 120 0.8

рпж лдпр

0.6

рпп

0.4

против всеx 0.2

кпрф 0.0

единая россия

-0.2 -0.4 -0.6

апр

-0.8 -1.0 -1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

Анализ связи между положением партий в линейно-структурном континууме дает, как и ожидалось, отрицательные коэффициенты, хотя и незначительные по модульному значению: –0,4 Пирсона и –0,1 Спирмана (таблица 132). Таблица 132 RPZ

LDPR

KPRF

PARTIA_P

ER

AGRARNAI

PROTIV_V

RPZ

1,00

0,42

0,20

–0,20

0,18

–0,37

–0,04

LDPR

0,42

1,00

–0,41

0,11

–0,01

–0,30

–0,10

KPRF

0,20

–0,41

1,00

–0,25

0,19

–0,19

–0,37

PARTIA_P

–0,20

0,11

–0,25

1,00

–0,25

–0,29

0,41

ER

0,18

–0,01

0,19

–0,25

1,00

–0,15

–0,63

AGRARNAI

–0,37

–0,30

–0,19

–0,29

–0,15

1,00

0,02

PROTIV_V

–0,04

–0,10

–0,37

0,41

–0,63

0,02

1,00

263

Воронежская область Выборы депутатов Воронежской областной Думы прошли 20 марта 2005 г. Они сопровождались довольно интенсивной конкуренцией региональных элитных групп. В качестве «партии власти» выступала «Единая Россия», партийный список которой возглавил губернатор Владимир Кулаков. Сильные позиции имела «Родина», лидером которой на тот момент являлся депутат Госдумы от Воронежской области (Анненский округ) Дмитрий Рогозин, пользующийся большой популярностью в регионе. Российская партия жизни была поддержана администрацией города Воронежа. Блок «Справедливость» возглавлялся известными в Воронеже оппозиционерами — депутатом городской Думы Г. Кудрявцевой и депутатом областной Думы Ю. Анохиным. Г. Кудрявцева является участником всех избирательных кампаний в регионе; на последних губернаторских выборах она была третьей, получив 14,5 % голосов. Ю. Анохин известен своей жесткой критикой в адрес областной администрации и губернатора В. Кулакова. В результате «Единая Россия», вопреки ожиданиям многих наблюдателей, все же сумела получить довольно внушительный для этого региона результат — 29,1 %. Объявившая себя оппозицией к федеральной и местной власти «Родина» получила 21,2 % голосов. Места с третьего по пятое заняли КПРФ, «Справедливость» и ЛДПР, также выступавшие с критикой В. Кулакова и его команды (таблица 133). Таблица 133 N п/п 1

Наименование избирательного объединения (блока) Политическая партия «Единая Россия»

2

Политическая партия «Родина»

185 190

21,02 %

3

Коммунистическая партия Российской Федерации

120 325

13,65 %

4

Избирательный блок ''СПРАВЕДЛИВОСТЬ''

56 482

6,41 %

5

Либерально-демократическая партия России

52 452

5,95 %

6

Российская партия пенсионеров

27 961

3,17 %

7

24 010

2,72 %

8

Избирательный блок «СПС — “ЯБЛОКО”: За права и благополучие граждан» Российская партия ЖИЗНИ

19 233

2,18 %

9

Партия Национального Возрождения ''Народная Воля Против всех списков кандидатов

Число голосов «За» 256 591

% 29,12 %

10 163

1,15 %

104 602

11,87 %

Как показывает факторный анализ, электоральное пространство оказалось довольно хорошо структурировано по отношению к действующему губернатору и возглавляемой им «Единой России». По первому фактору, объясняющему 43 % общей вариации, ЕР находится в позиции структурного доминирования; протестные настроения оказалась «распылены» между 264

многочисленными оппозиционными партиями. География поддержки «Единой России» свидетельствует о довольно эффективной административной мобилизации в депрессивных сельских районах, коих в регионе немало. Интересны в этом плане результаты политических предпочтений жителей областного центра — города Воронежа. Здесь «Единая Россия» получила всего 12 % голосов. Это четвертый результат после партии «Родина» (20 %), КПРФ (17 %) и избирательного блока «Справедливость» (15,5 %). 11,88 % голосов было подано за «кандидата» «против всех». Второй фактор формируется противостоянием «Родины», наиболее контрастно позиционированной по этой латентной переменной, и большинства других партий (прежде всего, КПРФ и Партии пенсионеров). Здесь проявляются различные формы протеста, присущие, с одной стороны, более возрастному и традиционалистски ориентированному населению малых городов и сельских территорий, поддержавших КПРФ. С другой стороны, более урбанизированные и индустриальные территории отдали предпочтение «Родине». Статистические данные и визуальное представление см. таблицы 134–135 и рис. 121. Таблица 134 Собственное значение 1 3,497759 2 1,399329 3 1,050685

% общей вариации 43,72199 17,49162 13,13356

Таблица 135 Переменные СПС+ «Яблоко» (SPS_YABL) «Родина» (RODINA) Российская партия пенсионеров (PARTIA_P) «Единая Россия» (ER) КПРФ (KPRF) «Справедливость» (SPRAVEDL) ЛДПР (LDPR) Против всех (PROTIV) Объясненная вариация От всей вариации

Суммарное значение 3,497759 4,897089 5,947773

% Сумм. вариация 43,72199 61,21361 74,34717

Ф1 0,792344 0,315629

Ф2 –0,26898 0,786974

Ф3 0,393768 –0,16903

0,415794 –0,93866 0,379194 0,776117 0,477077 0,861745 3,497759 0,43722

–0,42349 –0,2514 –0,48711 –0,32644 0,161026 0,308773 1,399329 0,174916

–0,5928 0,061262 –0,31526 0,3547 –0,51236 0,15553 1,050685 0,131336

Результаты линейно-структурного анализа в случае Воронежской области находятся в полном соответствии с теоретическими ожиданиями (таблица 136). Коэффициент Пирсона равен –0,88, Спирмана — –0,5. 265

Рис. 121 1.0

родина

0.8 0.6 0.4

против всеx лдпр

0.2 0.0 -0.2

единая россия

спс+яблоко справедливость рпп кпрф

-0.4 -0.6 -1.4

-1.0

-0.6

-0.2

0.2

0.6

1.0

Таблица 136 SPS_YABL

RODINA

PARTIA_P

ER

KPRF

SPRAVEDL

LDPR

PROTIV

SPS_YABL

1,00

–0,04

0,34

–0,48

0,03

0,53

0,19

0,55

RODINA

–0,04

1,00

–0,01

–0,67

0,02

0,26

0,13

0,44

PARTIA_P

0,34

–0,01

1,00

–0,28

0,28

0,31

0,28

0,20

ER

–0,48

–0,67

–0,28

1,00

–0,37

–0,73

–0,32

–0,82

KPRF

0,03

0,02

0,28

–0,37

1,00

0,37

0,11

0,25

SPRAVEDL

0,53

0,26

0,31

–0,73

0,37

1,00

0,12

0,49

LDPR

0,19

0,13

0,28

–0,32

0,11

0,12

1,00

0,37

PROTIV_V

0,55

0,44

0,20

–0,82

0,25

0,49

0,37

1,00

Рязанская область Ход предвыборной кампании по выборам депутатов Рязанской областной Думы оказался в значительной мере связан с противостоянием двух ключевых оппонентов на состоявшихся ранее губернаторских выборах: губернатора Г. Шпака и депутата Государственной Думы И. Морозова. На выборах областной Думы И. Морозов размежевался с «Единой Россией» и перешел в «Родину». Именно в этой думской фракции Г. Шпак начинал свою политическую карьеру; теперь же главный оппонент губернатора был не только принят в партию, но и назначен руководителем ее регионального отделения. 266

Как и в ряде других регионов, губернаторская команда приняла решение дополнить «партию власти» в лице «Единой России» «местным» электоральным образованием: был создан избирательный блок «За Рязанский край!» 222 на базе местных отделений Аграрной и Народной партии. Именно этот блок на старте избирательной кампании считался собственно «губернаторским». Однако к концу предвыборной гонки Г. Шпак преподнес «сюрприз», сообщив о том, что он подал заявление о вступлении в «Единую Россию», и призвав всех рязанцев голосовать за эту партию. В результате «Единая Россия» и «За Рязанский край!», игравшие на одном электоральном поле, получили 22 % и 10 % голосов соответственно. Второе место заняла КПРФ (15,2 %), которая, по мнению многих наблюдателей, могла бы существенно улучшить этот результат. Свою роль сыграла некоторая «размытость» левого фланга электорального поля, где конкуренцию компартии весьма успешно составил блок «Социальная защита и справедливость» (10,8 %) 223. Кроме того, коммунисты достаточно пассивно вели себя в период избирательной кампании, не сумев воспользоваться ситуацией, сложившейся в связи с монетизацией льгот. Несмотря на чрезвычайную активность лидера Игоря Морозова, «Родина» получила в новом законодательном собрании всего 3 места, набрав по партийным спискам 12,98 % голосов. Вторым номером в списке партии «Родина» был Валентин Варенников. 5%-ный барьер преодолели также ЛДПР и СПС (таблица 137). Таблица 137 N п/п 1 2 3 4 5 6 7

Наименование избирательного объединения (блока) Политическая партия «Единая Россия» Коммунистическая партия Российской Федерации Политическая партия «Родина» Избирательный блок «Социальная защита и справедливость» Избирательный блок «За Рязанский край!» Либерально-демократическая партия России Союз правых сил Против всех списков кандидатов

Число голосов «За» 80 759 55 170 47 227 39 174 36 591 30 683 20 146 44 394

% 22,19 % 15,16 % 12,98 % 10,76 % 10,06 % 8,43 % 5,54 % 12,20 %

Первая главная компонента отражает ключевое противостояние этой кампании: оппозиционные губернатору «Родина» и КПРФ формируют структурную оппозицию «Единой России» и блоку «За Рязанский край!». При этом «Родина» и КПРФ находятся близко друг к другу в пространстве первых двух факторов, тогда как ЕР и «За Рязанский край» четко дистанцированы друг от друга по второй компоненте. Таким образом, более выгодное структурное расположение прогубернаторских партий соответствует их более высокому суммарному результату (таблицы 138-139, рис. 122). 267

Таблица 138 Собственное значение 2,057531 1,829023 1,020073

1 2 3

% общей вариации 29,3933 26,1289 14,57247

Суммарное значение 2,057531 3,886554 4,906626

% Сумм. вариация 29,3933 55,5222 70,09466

Таблица 139 Переменные «Родина» (RODINA) «Единая Россия» (ER) ЛДПР (LDPR) СПС (SPS) КПРФ (KPRF) «За Рязанский край!» (ZA_RYAZ) Против всех (PROTIV) Объясненная вариация От всей вариации

Ф1 –0,73561 0,577418 –0,19208 –0,19129 –0,56916

Ф2 0,088328 0,71423 0,475025 –0,72482 –0,01674

Ф3 0,588899 –0,14743 –0,53331 –0,5221 –0,16476

0,533331

–0,74817

0,097237

–0,7079 2,057531 0,293933

0,007557 1,829023 0,261289

–0,24069 1,020073 0,145725

Рис. 122 1.0

единая россия 0.6

0.2

лдпр

родина против всеx кпрф

-0.2

-0.6

-1.0 -1.0

спс

-0.8

-0.6

-0.4

-0.2

за рязанский край

0.0

268

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

Линейно-структурный анализ указывает на наличие связи между положением партий в линейном континууме отрицательных корреляций (таблица 140). Коэффициенты средние по плотности: –0,53 Пирсона и — –0,46 Спирмана. Таблица 140 RODINA

ER

LDPR

SPS

KPRF

ZA_RYAZ

PROTIV_V

RODINA

1,00

–0,44

0,08

–0,20

0,20

–0,38

0,48

ER

–0,44

1,00

0,15

–0,37

–0,24

–0,39

–0,30

LDPR

0,08

0,15

1,00

–0,10

0,18

–0,29

0,49

SPS

–0,20

–0,37

–0,10

1,00

0,24

0,23

0,12

KPRF

0,20

–0,24

0,18

0,24

1,00

–0,34

0,05

ZA_RYAZ

–0,38

–0,39

–0,29

0,23

–0,34

1,00

–0,35

PROTIV_V

0,48

–0,30

0,49

0,12

0,05

–0,35

1,00

Амурская область Выборы Амурского областного Совета народных депутатов 27 марта 2005 г. проходили при низком заградительном барьере — 3 %. Избирательная кампания совпала с окончанием срока полномочий избранного в 2001 г. вместе с областным Советом губернатора Л. Короткова. Региональная организация партии «Единая Россия» активно лоббировала назначение вместо беспартийного Л. Короткова главного федерального инспектора по области, лидера областного союза ветеранов Афганистана В. Вощевоза. Однако 19 февраля президент России внес кандидатуру Л. Короткова для назначения на новый срок, и 24 февраля областной Совет его утвердил. К этому времени на выборах депутатов областного Совета сложилась ситуация явного противостояния «Единой России» и сторонников губернатора Л.В. Короткова, объединившихся в блок «Мы — за развитие Амурской области», учрежденный региональными отделениями РДП «Яблоко» и Российской партии жизни. Третьей силой, выступавшей и против «Единой России», и против блока «Мы — за развитие Амурской области», были традиционно сильные в области коммунисты. В январе–феврале 2005 в области проходили массовые акции протеста, связанные с проведением монетизации льгот, организаторами которых выступали региональные отделения КПРФ, «Родины», Российской партии пенсионеров, ЛДПР. Ряд акций проходил непосредственно перед региональным офисом «Единой России» и широко освещался в средствах массовой информации. При этом все названные политические силы, кроме КПРФ, являлись лояльными по отношению к областной администрации. 269

Политиками, вышедшими в 2004 г. из КПРФ, был создан блок «За родное Приамурье!», формально учрежденный Народной и Народно-патриотической партиями. Активную независимую агитационную кампанию провел Союз правых пил, список которого возглавил только что вступивший в партию популярный ректор Амурского государственного университета А. Плутенко. Электоральным ресурсом Союза правых сил являлась личная популярность А.Плутенко, а также значительная роль, которую в области играет РАО ЕЭС (в частности в строительстве Бурейской ГЭС). Кампанией Союза правых сил непосредственно занимался прибывший в регион депутат Государственной Думы А. Баков 224. «Единая Россия» на выборах в областной Совет выступала скорее как представитель федеральной власти, а не представитель областной администрации, хотя открытого столкновения областной администрации с «Единой Россией» не произошло. Сложное взаимодействие элит и их фрагментация отразилась в результатах голосования: в областной совет прошли восемь партий. Лидером гонки стал блок «Мы — за развитие Амурской области» (17,7 %), всего на полтора процента отстала от него «Единая Россия». Также преодолели 3%-ный барьер КПРФ, СПС, РПП, «За родное Приамурье!», «Родина» и ЛДПР. 13,5 % избирателей отдали свой голос против всех кандидатов (таблица 141). Таблица 141 N п/п 1

Наименование избирательного объединения (блока)

Число голосов «За»

%

45 052

17,66 %

2

Избирательный блок «Мы — За развитие Амурской области» Политическая партия «Единая Россия»

41 482

16,26 %

3

Коммунистическая партия Российской Федерации

33 547

13,15 %

4

Союз Правых Сил

32 398

12,70 %

5

Российская партия пенсионеров

21 230

8,32 %

6

Избирательный блок «За Родное Приамурье!»

12 924

5,07 %

7

Политическая партия «Родина»

10 260

4,02 %

8

Либерально-демократическая партия России

9 252

3,63 %

9

Аграрная партия России

6 334

2,48 %

34 411

13,4 9%

Против всех списков кандидатов

Сложной, фрагментированной картине предвыборной борьбы соответствует слабая структурированность, «рыхлость» полученной факторной модели. Для получения удовлетворительного качества модели пришлось оставить в ней четыре компоненты, которые в сумме объясняют лишь 70 % общей вариации (таблица 142). 270

Таблица 142 1 2 3 4

Собственное значение 2,68652 1,813006 1,386382 1,148693

% общей вариации 26,8652 18,13006 13,86382 11,48693

Суммарное значение 2,68652 4,499526 5,885908 7,034601

% Сумм. вариация 26,8652 44,99526 58,85908 70,34601

Три ключевые политические силы, добившиеся успеха на выборах, — «Мы — за развитие Амурской области», «Единая Россия» и КПРФ — в геометрическом представлении первых двух факторов действительно образуют своеобразный «треугольник». По первой факторной оси основным является противостояние между «Единой Россией» и КПРФ (к первой примыкают «Родина» и ЛДПР, ко второй — левые партии «За развитие Приамурья», АПР и, что странно, СПС). Губернаторский блок «Мы — за развитие Амурской области» четко позиционирован по оси второго фактора (таблица 143, рис. 123). Таким образом, в данном случае отношение к губернатору Л. Короткову не стало основным структурирующим фактором электорального пространства (хотя при этом не стоит забывать, что первые две компоненты объясняют менее 50 % общей вариации). Таблица 143 Переменные «Мы — За развитие Амурской области» (RAZW) АПР (APR) КПРФ (KPRF) ЛДПР (LDPR)

Ф1

Ф2

Ф3

Ф4

–0,03

0,47

0,77

0,05

–0,62

–0,43

0,34

0,09

–0,68

–0,01

–0,20

–0,22

0,53

–0,64

0,01

–0,18

РПП (PENS)

0,11

0,55

–0,15

–0,61

«За развитие Приамурья» (RP)

–0,39

–0,69

0,31

–0,01

СПС (SPS)

–0,44

–0,14

–0,70

0,15

«Родина» (RODINA)

0,51

–0,38

0,01

–0,50

«Единая Россия» (ER)

0,61

0,08

–0,14

0,65

Против всех (PROTIV)

0,75

–0,22

–0,01

–0,01

Объясненная вариация

2,69

1,81

1,39

1,15

От всей вариации

0,27

0,18

0,14

0,11

По третьему и четвертому факторам ключевые структурные оппозиции образуют СПС и «За развитие амурской области» (что отражает не идеологическое противостояние, а противостояние двух региональных элитных групп) и «Единая Россия» vs. «Родина» и Партия пенсионеров. Четвертый фактор может быть интерпретирован как «очищенный от примесей» раскол по отношению к социально-экономической политике федерального центра (рис. 124). 271

Рис. 123 0.8

рпп амурская

0.6 0.4 0.2 0.0

единая россия

кпрф спс

против всеx

-0.2 -0.4 -0.6 -0.8 -0.8

родина

апр

лдпр

приамурье -0.6

-0.4

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

Рис. 124 0.8

единая россия 0.6 0.4 0.2

спс

0.0

амурская

кпрф лдпр

-0.2 -0.4

родина рпп

-0.6 -0.8 -1.0

апр против всеxприамурье

-0.6

-0.2

0.2

0.6

1.0

В целом, выборы областного совета в Приамурье могут уверенно претендовать на формирование самой сложной факторно-структурной картины среди всех проанализированных результатов выборов в региональные легислатуры. В то же время, линейно-структурный анализ отличается ясностью результатов. Обнаруживается плотная связь между положением партии в системе отрицательных связей с другими партиями и ее результатом (таблица 144). Коэффициент Пирсона составил –0,8, Спирмана — –0,72. 272

Таблица 144 RAZW

APR

KPRF

LDPR

PENS

RP

SPS

RODINA

ER

PROTIV

ZA_RAZW

1,00

–0,03

–0,30

AGRARNAY

–0,03

1,00

0,40

–0,15

0,01

–0,23

–0,39

–0,10

–0,08

–0,32

–0,16

–0,32

0,34

0,12

–0,21

–0,28

KPRF

–0,30

0,40

1,00

–0,25

–0,27

–0,03

0,24

0,41

–0,15

–0,48

LDPR

–0,15

–0,16

–0,41

–0,27

1,00

–0,11

0,20

–0,04

0,44

0,08

0,38

ROS_PART

0,01

ZA_RP

–0,23

–0,32

–0,03

–0,11

1,00

–0,18

–0,16

0,14

–0,11

0,08

0,34

0,24

0,20

–0,18

1,00

0,14

0,14

–0,22

–0,03

SPS

–0,39

0,12

0,41

–0,04

–0,16

0,14

1,00

–0,19

–0,19

–0,48

RODINA

–0,10

–0,21

–0,15

0,44

0,14

0,14

ER

–0,08

–0,28

–0,48

0,08

–0,11

–0,22

–0,19

1,00

–0,01

0,35

–0,19

–0,01

1,00

0,13

PROTIV_V

–0,32

–0,25

–0,41

0,38

0,08

–0,03

–0,48

0,35

0,13

1,00

Магаданская область Выборы депутатов Магаданской областной Думы, состоявшиеся 22 мая 2005 г., в своей пропорциональной составляющей отличались незначительной конкуренцией. Было выдвинуто всего 5 списков, 2 из которых были отстранены от выборов в ходе избирательной кампании, но один восстановлен решением суда. Низкому уровню фрагментации немало способствовал институциональный дизайн выборов: был установлен 7%-ный барьер. Региональные власти сделали вполне традиционную ставку на «Единую Россию», которая в итоге и заняла первое место с 28 % голосов избирателей (потеряв при этом 5 % сторонников по сравнению с выборами в Государственную Думу). Наблюдатели отмечали, что областные власти активно использовали административный ресурс в сельских районах. Весьма лояльную по отношению к областным властям позицию заняли ЛДПР и КПРФ. Список имеющей стабильно высокую поддержку в регионе ЛДПР возглавил директор магаданского агротехникума В. Форостовский, довольно известная в области фигура. Список КПРФ, кандидаты которой на региональных выборах в области ранее не добивались серьезного успеха, возглавили, напротив, практически неизвестные избирателям люди. Наиболее скандальным стало участие в выборах двух оппозиционных избирательных объединений — регионального отделения Российской партии пенсионеров и блока «Наша Родина — Колыма». Оба списка были отстранены от участия в выборах в связи с тем, что из них выбыло слишком большое число кандидатов. Оспорить это решение в судебном порядке удалось только Партии пенсионеров, которая получила право участвовать в выборах. Внимание, привлеченное РПП в процессе судебных разбирательств, сыграло ей на руку: «пенсионеры» заняли второе место с 20,68 % голосов. Также сыграло свою роль то, что ее список возглавил популярный в регионе В. Буткеев. 273

Стоит отметить, что РПП обогнала (25 % против 23 %) «Единую Россию» в Магадане, где проживает больше половины колымских избирателей. ЛДПР заняла третью позицию с 16,7 %, КПРФ получила 13.6 % голосов избирателей (таблица 145). Таблица 145 N п/п 1

Наименование избирательного объединения (блока) Политическая партия «Единая Россия»

Число голосов «За» 14 377

% 28,76 %

2

Российская партия пенсионеров

3

Либерально-демократическая партия России

10 336

20,68 %

8 359

16,72 %

4

Коммунистическая партия Российской Федерации

6 776

13,56 %

Против всех списков кандидатов

7 947

15,90 %

Для получения удовлетворительного качества модели в ней оставлено всего два фактора, что объясняется небольшим числом участников кампании (таблица 146). Таблица 146 Собственное значение

% общей вариации

Суммарное значение

% Сумм. вариация

1

2,115466

42,30931

2,115466

42,30931

2

1,419119

28,38238

3,534585

70,6917

Структура электорального пространства довольно легко поддается интерпретации. По первой факторной переменной наблюдается противостояние «Единой России», с одной стороны (ее позиция близка к структурному доминированию), и КПРФ и Партии пенсионеров, с другой. Это «властнооппозиционный» раскол, причем федеральные и региональные власти в данном случае представляет «Единая Россия» (не происходит типичного для Дальнего Востока разделения на «свою» и «московскую» власть). По второму фактору в позиции, близкой к структурному доминированию, оказывается ЛДПР, традиционно канализирующая протестные настроения в регионе (таблица 147, рис. 125). Таблица 147 Ф1

Ф2

ЛДПР (LDPR)

Переменные

–0,10407

0,960242

«Единая Россия» (ER)

–0,88887

–0,39569

РПП (PART_PEN)

0,63654

–0,41342

КПРФ (KPRF)

0,77048

0,252166

Против всех (PROTIV)

0,561886

–0,32554

Объясненная вариация

2,115466

1,419119

От всей вариации

0,423093

0,283824

274

Рис. 125 1.2

лдпр

1.0 0.8 0.6 0.4

кпрф

0.2 0.0 -0.2 -0.4

против всеx рпп

единая россия

-0.6 -1.3

-0.9

-0.5

-1.00e-1

0.3

0.7

1.1

Линейно-структурный анализ дает очень высокие коэффициенты корреляции: –0,92 Пирсона и –0,9 Спирмана (таблица 148). Впрочем, уровень статистического доверия к этим результатам несколько снижается из-за небольшого числа случаев. Таблица 148 LDPR

LDPR

ER

PART_PEN

KPRF

PROTIV_V

1,00

–0,42

–0,28

0,05

–0,15

ER

–0,42

1,00

–0,57

–0,72

–0,30

PART_PEN

–0,28

–0,57

1,00

0,35

0,05

KPRF

0,05

–0,72

0,35

1,00

0,33

PROTIV_V

–0,15

–0,30

0,05

0,33

1,00

Белгородская область На выборах депутатов Белгородской областной Думы 16 октября 2005 г. в бюллетене оказалось 8 позиций, включая пункт «против всех». При 5%-ном барьере такое число можно считать типичным для выборов в региональные легислатуры 2004–2005 гг. Областная исполнительная власть, возглавляемая губернатором Е. Савченко, полностью сконцентрировалась на поддержке «Единой России», которая в регионе представляет собой довольно монолитную элитную коалицию. Такая тактика себя оправдала: ЕР оказалась по итогам кампании 275

безусловным лидером с 52,8 % голосов. Наибольших успехов «партия власти» добилась в некоторых удаленных сельских районах — до 80 % за «Единую Россию» и лишь по 6–7 % за КПРФ. В крупных городах региона (Белгород, Старый Оскол, Губкин) показатели «Единой России» составили 41–44 %, а КПРФ — 21–23 %. Оппозиция областной администрации довольно четко делилась на два «фланга». Первый традиционно представляет довольно популярная в регионе КПРФ (так, на президентских выборах 2004 г. результат кандидата КПРФ Н. Харитонова оказался на Белгородчине лучшим по России). Второй фланг сформировала ЛДПР, пользовавшаяся поддержкой крупнейшей аграрной корпорации региона «Интеко-Агро». Так, в список кандидатов ЛДПР было включено четыре сотрудника «Интеко». Корпорация находилась в жесткой конфронтации с областной властью: эта конфронтация стала фактически федеральным политическим событием, благодаря «громким» заявлениям В. Жириновского (например, «Савченко — вор и должен сидеть в тюрьме»). В результате КПРФ заняла второе место с 18,44 % голосов, ЛДПР же довольствовалась значительно более скромными 6,8 % (таблица 149). Таблица 149 N п/п 1

Наименование избирательного объединения (блока) Политическая партия «Единая Россия»

Число голосов «За» 360 315

2

Коммунистическая партия Российской Федерации

3 4

% 52,78 %

125 872

18,44 %

Либерально-демократическая партия России

46 047

6,75 %

Политическая партия «Родина»

43 857

6,42 %

5

Аграрная партия России

19 205

2,81 %

6

Избирательный блок «Патриоты Белгородчины — патриоты России» Российская партия ЖИЗНИ

12 313

1,80 %

8 643

1,27 %

Против всех списков кандидатов

48 544

7,11 %

7

Полученная факторная модель хорошо структурирована по первой главной компоненте, объясняющей 60 % всей вариации. Структурным доминированием обладает «Единая Россия», противостоящая всем остальным политическим силам. Второй фактор вполне логичным образом формируют два оппозиционных «крыла»: КПРФ с примкнувшими к ней аграриями и ЛДПР с «Родиной» (таблицы 150-151, рис. 126). Таблица 150 Собственное значение

% общей вариации

Суммарное значение

% Сумм. вариация

1

3,602306

60,03844

3,602306

60,03844

2

1,258786

20,97976

4,861092

81,0182

276

Таблица 151 Переменные «Родина» (RODINA) «Единая Россия» (ER) КПРФ (KPRF) АПР (AGRARNAY) ЛДПР (LDPR) Против всех (PROTIV) Объясненная вариация От всей вариации

Ф1 0,788615 –0,97573 0,690503 0,584663 0,705543 0,843756 3,602306 0,600384

Ф2 0,353558 0,143834 –0,59131 –0,64264 0,435804 0,400673 1,258786 0,209798

Рис. 126 0.6

лдпр против всеx родина

0.4

0.2

единая россия

0.0

-0.2

-0.4

кпрф апр

-0.6

-0.8 -1.4

-1.0

-0.6

-0.2

0.2

0.6

1.0

Линейно-структурный анализ указывает на наличие связи между положением партии в континууме отрицательных корреляций и электоральным результатом (таблица 152). Корреляция Пирсона составляет –0,96, Спирмана — –0,43. Таблица 152 RODINA

ER

KPRF

RODINA

1,00

–0,58

0,36

0,52

0,48

0,78

ER

–0,58

1,00

–0,76

–0,77

–0,67

–0,72

KPRF

0,36

–0,76

1,00

0,72

0,21

0,36

AGRARNAY

0,52

–0,77

0,72

1,00

0,40

0,39

LDPR

0,48

–0,67

0,21

0,40

1,00

0,67

PROTIV_V

0,78

–0,72

0,36

0,39

0,67

1,00

277

AGRARNAY

LDPR

PROTIV_V

Москва Выборы в Московскую городскую Думу состоялись в декабре 2005 г. Примечательной особенностью этой кампании стал беспрецедентно высокий заградительный барьер — 10 %. При этом число участников выборов оказалось достаточно большим — девять партий сумели получить позиции в избирательных бюллетенях. Пункт «против всех» был исключен из голосования. Московская властная элита, отличающаяся монолитностью и наличием единого лидера — столичного мэра Ю. Лужкова, сделала вполне логичную ставку на «Единую Россию». Список возглавил глава региона, на «партию власти» активно работал мощный административный ресурс 225. Столичные правые в лице СПС и «Яблока» вышли на выборы единым блоком. Точнее, СПС отказался от собственного списка, и был создан единый список демократов на базе «Яблока» (московский закон о выборах запрещает создавать предвыборные коалиции). Обе эти партии отличаются традиционной лояльностью мэру Москвы. Активную кампанию в столице пыталась вести Российская партия жизни: в частности, РПЖ издавала полноцветную газету весьма впечатляющим тиражом, пыталась активно работать на московском проблемном поле (соблюдая корректность в отношении московского правительства). ЛДПР и КПРФ вели традиционные для себя кампании, основанные не столько на «местной специфике», сколько на эксплуатации своих федеральных брэндов и идеологий. Их отношение к руководству региона было также вполне лояльным. Фактически единственной реально оппозиционной московскому руководству партией стала «Родина», которая старалась активно позиционироваться именно в качестве единственной «альтернативной» структуры. Одной из главных тем избирательной кампании этой партии была выбрана тема незаконной миграции. За свой «откровенный» предвыборный ролик партия «Родина» была снята с предвыборной гонки (по мнению многих наблюдателей, реальная причина крылась именно в радикальной оппозиционности этой партии). В результате «Единая Россия» набрала 47,25 %, КПРФ — 16,75 %, «Яблоко» — 11,11 %. Не преодолели 10%-го барьера ЛДПР, получившая 8 %, и Российская партия жизни (4,77 %). Результаты других участников трудно признать существенными: «зеленые» получили 2,64 %, «Свободная Россия» — 2,2 %, Партия социальной справедливости — 1,22 %, Народная воля — 0,6 % (таблица 153). Результаты выборов, оцененные через призму факторного анализа, достаточно хорошо структурированы. Первый фактор объясняет 60 % общей вариации, две первых компоненты дают вполне удовлетворительное качество модели — 85 % (таблица 154). 278

Таблица 153 N п/п 1

Наименование избирательного объединения (блока) Политическая партия «Единая Россия»

Число голосов «За» 1132523

2

47,25 %

Коммунистическая партия Российской Федерации

401405

16,75 %

3

Либерально-демократическая партия России

191833

8,00 %

4

«Зеленые»

63172

2,64 %

5

«Народная воля»

6

«Яблоко»

266295

11,11 %

7

Российская партия ЖИЗНИ

114329

4,77 %

8

«Свободная Россия»

53204

2,22 %

9

Партия социальной справедливости

29220

1,22 %

Таблица 154 Собственное значение 1 3,028267 2 1,244453

14316

% общей вариации 60,56535 24,88906

Суммарное значение 3,028267 4,27272

%

0,6 %

% Сумм. вариация 60,56535 85,45441

Матрица факторного отображения также выглядит вполне логичной. «Единая Россия» четко позиционирована по обеим главным компонентам. По первому фактору оппозицию ей составляют КПРФ и «Яблоко» (фактически, либеральный блок «Яблока» и СПС). Подобное соседство «идеологически враждебных» партий является характерной чертой московской электоральной культуры, проявившейся и на федеральных выборах. Москву в целом отличает тяготение к «смыканию» левого и правого флангов при отрицании «идеологическим» электоратом разного рода «партий власти» и ЛДПР. Второе измерение (всего 15 % общей вариации) формирует Российская партия жизни, которая вела чрезвычайно «яркую» избирательную кампанию, при этом идеологически не акцентированную (таблица 155, рис. 127). Таблица 155 Переменные

Ф1 –0,91822 –0,26111 –0,90147 0,917709 0,679784 3,028267 0,605653

КПРФ (KPRF) Российская партия жизни (RPZ) «Яблоко» (YABL) «Единая Россия» (ER) ЛДПР (LDPR) Объясненная вариация От всей вариации 279

Ф2 –0,10111 –0,89615 0,274439 0,296742 –0,51746 1,244453 0,248891

Рис. 127 0.4

единая россия

яблоко+спс

0.2

0.0

кпрф

-0.2

-0.4

лдпр

-0.6

-0.8

-1.0 -1.2

рпж -0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

Линейно-структурный анализ, сделанный по всем партиям (включая аутсайдеров), подтверждает гипотезу о связи между позицией партии в системе корреляционных связей и достигнутым результатом (таблица 156). Коэффициент корреляции Пирсона составляет –0.94, Спирмана — –0,75. Таблица 156 KPRF KPRF

1,00

RPZ

0,16

SWOB_R

YABL

NAR_WOLY

GREEN

ER

LDPR

–0,13

0,74

0,31

0,53

PSS

0,40

–0,84

–0,57 0,20

RPZ

0,16

1,00

0,40

–0,06

–0,04

0,39

0,00

–0,33

SWOB_R

–0,13

0,40

1,00

–0,21

0,02

0,44

0,26

–0,10

0,50

YABL

0,74

–0,06

–0,21

1,00

0,45

0,47

0,35

–0,83

–0,69

NAR_WOLY

0,31

–0,04

0,02

0,45

1,00

0,42

0,34

–0,42

–0,19

GREEN

0,53

0,39

0,44

0,47

0,42

1,00

0,39

–0,70

–0,11

PSS

0,40

0,00

0,26

0,35

0,34

0,39

1,00

–0,42

–0,15

ER

–0,84

–0,33

–0,10

–0,83

–0,42

–0,70

–0,42

1,00

0,41

LDPR

–0,57

0,20

0,50

–0,69

–0,19

–0,11

–0,15

0,41

1,00

280

Республика Чувашия В республике Чувашия на выборах регионального парламента (Государственного Совета) сложилась «классическая» для национальных республик ситуация. «Единая Россия» выступала в качестве «партии власти», региональное руководство мобилизовало все ресурсы на ее поддержку. В итоге ЕР уверенно выиграла кампанию с 50%-ным результатом. Неплохо выступила КПРФ, обладающая во многих поволжских регионах существенной поддержкой (почти 20 %). ЛДПР и «Родина» получили 8,9 % и 5,4 % соответственно (таблица 157). Таблица 157 N п/п 1

Наименование избирательного объединения (блока) Политическая партия «Единая Россия»

Число голосов «За» 220609

%

2

Коммунистическая партия Российской Федерации

82840

19,49 %

3

Либерально-демократическая партия России

37949

8,93 %

4

Политическая партия «Родина»

26562

6,25 %

5

«Патриоты России»

22936

5,4 %

Против всех списков кандидатов

17910

4,21 %

51,89 %

Электоральное пространство по результатам факторного анализа хорошо структурировано. Первый фактор объясняет почти 80 % общей вариации (таблица 158). Таблица 158 Собственное значение

% общей вариации

Суммарное значение

% Сумм. вариация

1

4,743601

79,06002

4,743601

79,06002

2

0,687428

11,45714

5,43103

90,51716

Совершенно четко прослеживается структурное доминирование «Единой России» — победителя кампании. На противоположном полюсе — КПРФ и «Родина», очень близкие в факторном пространстве (таблица 159, рис. 128). Таблица 159 Ф1

Ф2

«Единая Россия» (ER)

Переменные

–0,99253

0,062616

ЛДПР (LDPR)

0,791798

–0,50251

«Родина» (RODINA)

0,951795

–0,06495

КПРФ (KPRF)

0,927292

0,010761

«Патриоты России» (PATRIOT)

0,709153

0,650948

Против всех (PROTIV)

0,928898

0,054092

Объясненная вариация

4,743601

0,687428

0,7906

0,114571

От всей вариации 281

Рис. 128 0.8

патриоты россии 0.6

0.4

0.2

единая россия

против всеx кпрф родина

0.0

-0.2

-0.4

лдпр

-0.6 -1.4

-1.0

-0.6

-0.2

0.2

0.6

1.0

Линейно-структурный анализ показывает плотную связь между положением партий в континууме отрицательных корреляций и их электоральным результатом (таблица 160). Коэффициент Пирсона составляет –0,96, Спирмана — –0,88. Таблица 160 PATRIOT

PROTIV

ER

ER 1,00

LDPR –0,84

RODINA –0,89

KPRF –0,97

–0,69

–0,83

LDPR

–0,84

1,00

0,77

0,80

0,38

0,74

RODINA

–0,89

0,77

1,00

0,90

0,60

0,87

KPRF

–0,97

0,80

0,90

1,00

0,69

0,86

PATRIOT

–0,69

0,38

0,60

0,69

1,00

0,58

PROTIV

–0,83

0,74

0,87

0,86

0,58

1,00

Республика Тыва Выборы легислатуры республики Тыва прошли в ситуации элитного раскола. Спикер регионального парламента В. Оюн вышел из «Единой России» и стал первым лицом республиканского отделения Российской партии жизни. Глава исполнительной власти Ш. Ооржак и его команда поддерживали «Единую Россию». В результате эти две партии разделили между собой львиную долю голосов избирателей: ЕР заняла первое место с 46,4 %, РПЖ — второе место с 32,3 %. О степени влияния региональной элиты на электоральное поведение говорит тот факт, что в 2003 г. блок Российской 282

партии жизни и Партии возрождения России получил здесь всего 1,2 % (таблица 161). Таблица 161 N п/п 1

Наименование избирательного объединения (блока) Политическая партия «Единая Россия»

Число голосов «За» 41933

%

2

Коммунистическая партия Российской Федерации

4931

5,45 %

3

Либерально-демократическая партия России

3212

3,55 %

4

Политическая партия «Родина»

2031

2,25 %

5

«Патриоты России»

3583

3,96 %

6

Российская партия жизни

29155

32,25 %

46,38 %

Примечательно, что элитный раскол в данном случае не оказал решающего влияния на структурирование электорального пространства. Оно остается хорошо структурированным (первая главная компонента объясняет 52 % общей вариации, таблица 162), и «Единая Россия» сохраняет полное структурное доминирование, как это было на парламентских выборах 2003 года. Элитный раскол виден лишь по второй факторной переменной: здесь уже РПЖ противостоит всем остальным партиям (таблица 163, рис. 129). Таблица 162 Собственное значение

% общей вариации

Суммарное значение

% Сумм. вариация

1

3,146721

52,44534

3,146721

52,44534

2

1,272664

21,21106

4,419384

73,65641

Таблица 163 Ф1

Ф2

«Единая Россия» (ER)

Переменные

0,91034

–0,32168

Российская партия Жизни (ZHIZN)

–0,67616

0,641036

ЛДПР (LDPR)

–0,74261

–0,02231

КПРФ (KPRF)

–0,77869

–0,31656

«Родина» (RODINA)

–0,82068

–0,41925

«Патриоты России» (PATRIOT)

–0,17165

–0,69411

Объясненная вариация

3,146721

1,272664

От всей вариации

0,524453

0,212111

Линейно-структурный анализ подтверждает наличие связи между положением партии в системе отрицательных корреляций с другими партиями и результатом на выборах (таблица 164). Коэффициент Пирсона равен –0,77, Спирмана — –0,48. 283

Рис. 129 0.8

рпж 0.6 0.4 0.2

лдпр

0.0 -0.2 -0.4

кпрф родина

единая росия

-0.6

патриоты россии

-0.8 -1.0

-0.6

-0.2

0.2

0.6

1.0

1.4

Таблица 164 ER

ZHIZN

LDPR

KPRF

RODINA

PATRIOT

ER

1,00

–0,61

–0,78

–0,64

–0,63

–0,30

ZHIZN

–0,61

1,00

0,40

0,22

0,06

0,02

LDPR

–0,78

0,40

1,00

0,61

0,53

0,40

KPRF

–0,64

0,22

0,61

1,00

0,84

0,44

RODINA

–0,63

0,06

0,53

0,84

1,00

0,61

PATRIOT

–0,30

0,02

0,40

0,44

0,61

1,00

Некоторые закономерности и выводы Мы провели структурный анализ выборов в законодательные и представительные органы власти 22 субъектов федерации. Разумеется, такая выборка позволяет делать лишь самые предварительные обобщения. И, тем не менее, многие из них выглядят довольно убедительно. Во-первых, очередное подтверждение находит гипотеза о связи позиции партии в линейно-структурном континууме с ее результатом на выборах. Из 22 рассмотренных случаев только в двух (9 %) не фиксируется статистической связи между дистанцией партии по отношению к конкурентам в пространстве отрицательных связей и ее электоральной поддержкой. При этом низкие коэффициенты (менее 0,4 по модулю) наблюдаются лишь в трех случаях, средние (от 0,4 до 0,7) — в десяти случаях, и высокие (выше 0,7) — в шести случаях. 284

Во-вторых, на материале выборов в региональные легислатуры подтверждается и гипотеза о том, что структурное доминирование партии в факторном пространстве способствует ее победе на выборах. «Чистое» структурное доминирование наблюдается в восьми случаях (факторная нагрузка на партию по первой главной компоненте противоположна по знаку факторным нагрузкам всех остальных партий). Ситуация, близкая к структурному доминированию, наблюдается еще в пяти случаях (не более одной партии может иметь тот же знак факторной нагрузки по первой компоненте, что и рассматриваемая партия). Во всех без исключения 13 случаях партия, находящаяся в позиции факторно-структурного доминирования (или близкой к нему) выигрывала выборы. В соответствии с нашими ожиданиями, конфигурации структур электорального выбора оказываются связанными с конфигурациями элитных групп на местах. Ключевым фактором, структурирующим электоральное пространство, в большинстве случаев являются действия властной элиты и отношение к ней. Расколы между элитами и контрэлитами (точнее, их «представителями» в партийно-политическом поле) оказываются более важными по сравнению с «чисто идеологическими» расколами (например, левые и правые). Разнообразие конфигураций элитных групп в регионах порождает разнообразие — значительно большее по сравнению с выборами в Государственную Думу — структур электорального пространства в регионах. При этом в национальных регионах структуры более устойчивы и в большей степени близки к «думским». Размышляя о роли элит в структурировании электорального пространства, более внимательно рассмотрим такой показатель, как собственные значения факторных переменных, показывающих их «объяснительную силу». До сих пор мы пользовались им сугубо инструментально — для определения оптимального числа факторов в модели. Однако он может быть интерпретирован и под концептуальным углом зрения. В общем случае, чем меньшее число факторов является достаточным для описания всей совокупности переменных, чем больше их собственные значения, тем сильнее корреляционные связи между переменными. В компактных моделях, где для воспроизведения основных связей достаточно одного — двух факторов, мы будем говорить о наличии хорошо структурированного электорального пространства. Чем больше факторов требуется для описания переменных, тем слабее связи между ними и тем хуже структурированным будет электоральное пространство. Мы будем отталкиваться от объяснительной силы первого фактора, так как в большинстве случаев именно оно определяет, насколько компактной или «рыхлой» будет модель. Нетрудно заметить, что в 22 случаях региональных выборов, рассмотренных нами выше, собственные значения первого фактора очень сильно варьируются: от 26 % объясненной вариации в Амурской области до более 80 % в Татарстане и Усть-Ордынском (Бурятском) АО. На первый взгляд, это кажется связанным с числом партий, участвующих в выборах: при 285

меньшем числе партий объяснительная сила первого фактора (как и остальных) должна быть больше, — просто потому, что всего факторных переменных будет меньше (напомню, что в методе главных компонент общее число факторов равно числу переменных). Такая связь действительно существует, однако для рассмотренного выше массива данных она является весьма слабой. Коэффициент корреляции между числом участников и объяснительной силой первого фактора составляет всего –0,32. Следовательно, есть другие факторы, влияющие на это показатель. Одна из гипотез, высказанных выше, состоит в том, что властная элита — как рациональный актор — стремится таким образом структурировать электоральное пространство, чтобы добиться наибольшего числа голосов для своей партии (партий). Способность властной элиты эффективно сделать это зависит в большой степени от ее внутренней сплоченности и консолидированности. Также это зависит от того, насколько ей позволяют реализовать такую стратегию другие игроки — элитные группы вне власти. Мы ожидаем, что более монолитные и ограниченные меньшим числом влиятельных конкурентов властные элиты будут продуцировать более структурированное электоральное пространство. Помимо этого (и за счет этого), они будут добиваться лучших результатов в избирательных кампаниях. Чтобы проверить эту гипотезу, нам потребуется несколько новых переменных: 1. Уровень консолидированности властной элиты региона. На сегодняшний день мы не видим другого практического способа, кроме как воспользоваться экспертными оценками. Данный показатель, бесспорно, поддается операционализации на уровне объективных эмпирических данных, однако подобных исследований пока что в России не проводилось (тем более, что нам требуется очень конкретный промежуток времени — этап предвыборной кампании). Поэтому воспользуемся достаточно грубой экспертной оценкой уровня консолидированности властной элиты по шкале от 1 (самый низкий уровень, открытый раскол между ветвями или уровнями власти) до 4 (максимальная степень консолидации региональной властной элиты). Так, например, оценку 1 получит в нашем случае Корякский АО, оценку 4 — Татарстан. 2. Число влиятельных элитных групп, борющихся за власть посредством участия в выборах депутатов региональной легислатуры по партийным спискам. Следует особо подчеркнуть, что этот показатель будет существенно меньше, чем общее число партий, участвующих в выборах. К примеру, в целом ряде регионов властная группа выдвигала и поддерживала несколько различных списков. В других случаях за тем или иным партийным «брэндом» вообще не стояло сколько-нибудь значимых представителей местной элиты. 3. Совокупный результат, достигнутый властной элитной группой на выборах. Здесь мы суммируем результаты всех партий, активно поддержанных властной группой на выборах. 286

4. Объяснительная сила (в % от всей вариации) первой факторной переменной. Полученные результаты статистического анализа представлены в матрице интеркорреляций (таблица 165). Таблица 165 Консолидация

Конкурирующие группы

Конкурирующие группы Электоральный результат

0,68625

–0,73228

Первый фактор

0,634942

–0,75922

Электоральный результат

–0,44206

0,716544

Как видно из приведенных данных, наши ожидания оправдываются. Объяснительная сила первого фактора положительно связана с суммарным результатом власти на выборах, уровнем ее консолидации; отрицательно — с числом влиятельных конкурирующих групп. Другими словами, более консолидированные и ограниченные меньшим числом конкурентов властные элиты способны лучше структурировать электоральное пространство и достигать больших результатов.

287

ПРИЛОЖЕНИЕ 1 Методика расчета индекса электоральной уникальности региона 226

Проблема оценки электоральных различий между регионами является одной из наиболее значимых для исследований современных российских выборов. В большинстве отечественных работ, посвященных данной тематике, авторы ограничиваются одномерным анализом распределения электоральной поддержки политических партий и блоков. Другими словами, субъекты федерации рассматриваются через призму интенсивности голосования за какую-то одну политическую партию, при этом господствует порядковый уровень оценки такой интенсивности. Типично рассуждение: «в регионах А, В и С поддержка партии n значительно выше среднего по России уровня, а в регионах X,Y и Z — значительно ниже». Интервальные оценки («поддержка партии n в регионе Z на 20 % выше, чем в регионе A») встречаются эпизодически и, как правило, не являются основным инструментом измерения различий, а лишь иллюстрируют отдельные тезисы. На основании анализа интенсивности голосования за отдельные партий нередко производятся попытки сконструировать комплексные типологии, основанные на устойчивых сочетаниях уровня поддержки различных политических сил. Например, широко известный электорально-географический конструкт «красный пояс» создан путем объединения регионов с устойчиво высоким уровнем поддержки левых политических сил (прежде всего, КПРФ) и пониженным голосованием за партии либерально-демократической ориентации. Никоим образом не отрицая познавательной ценности подобного подхода, следует указать на ряд связанных с ним проблем. Во-первых, это проблема точности оценки региональных различий. Операции на порядковом («более интенсивная/менее интенсивная продержка») или номинальном (регион относится/не относится к данной типологической группе) уровнях не позволяют дать точной количественной оценки электоральных различий между регионами. В том же случае, когда учитываются различия в абсолютных показателях электоральной поддержки, анализ неизбежно приобретает одномерный характер. Таким образом, за скобками остается вопрос о том, каковы различия между регионами с учетом интенсивности голосования избирателей за все политические партии, участвующие в выборах (или хотя бы за группу партий-лидеров). В то же время с точки зрения компаративных исследований актуальна потребность в конструировании некой единой суммарной меры, на интервальном уровне отражающей отличие региона от всех других регионов в пространстве множества голосований. Иными словами, ставится задача получить для каждого региона конкретный индекс, отражающий его элек288

торальную уникальность. Решение такой задачи возможно в рамках ряда подходов, применяемых в многомерной статистике, прежде всего, в кластер-анализе и факторном анализе. В данной статье автор предлагает несколько альтернативных методик вычисления таких индексов. Однако общим для всех них методическим приемом является широко распространенное в статистике геометрическое представление. Как уже было отмечено во второй главе, речь идет о представлении случая (региона) как точки в некотором условном пространстве, «координатными осями» которого являются переменные «электоральная поддержка политической партии n или кандидата k». С помощью геометрического представления мы в состоянии вычислить точные расстояния между двумя любыми точками (регионами) в n-мерном пространстве голосований. Иными словами, мы способны вычислить расстояния между всеми парами регионов в пространстве всех федеральных голосований (что и будет сделано ниже). Общее число измерений электорального пространства составит 138 (13, 43, 26 и 23 партии и объединения на парламентских выборах 1993, 1995, 1999 и 2003 гг. соответственно и 10, 11 и 6 кандидатов в президенты РФ на выборах 1996 (1 тур), 2000 и 2004 гг. соответственно). Учтена также позиция «против всех», присутствовавшая в бюллетенях на всех выборах, кроме парламентских выборов 1993 г. Таким образом, общее число анализируемых случаев составит 138×88=12144 227. Существенной методической проблемой при определении расстояния между парами объектов является выбор метрики или меры близости (distance measure). В современном кластер-анализе используется семь-восемь различных метрик, среди которых евклидово расстояние, взвешенное евклидово расстояние, манхэттенское расстояние, расстояние Чебышева, степенное расстояние, процент несогласия, коэффициент Пирсона и др. Применительно к нашим задачам разумным выглядит использование евклидова расстояния (Euclidian distance) и расстояния, основанного на корреляции Пирсона (1 — Pearson r). Это две альтернативных метрики, существенно различающиеся по способу расчета расстояния. Для каждых федеральных выборов была рассчитана матрица парных евклидовых расстояний (матрица расстояний между всеми парами регионов, симметричная вдоль главной диагонали), а затем вычислены суммы евклидовых расстояний для каждого региона. Таким образом, сумма евклидовых расстояний, «отделяющих» субъект федерации от всех других регионов в многомерном пространстве голосований, становится первой базовой мерой его электоральной уникальности. Чем больше сумма, тем более уникальным является регион. Ниже приводится фрагмент таблицы суммарных евклидовых расстояний для шести регионов: республик Дагестана и Ингушетии, Владимирской и Тверской областей, городов федерального значения Москвы и Санкт-Петербурга. Даже беглый взгляд на полученные цифры позволяет увидеть сущест289

венные различия в степени электоральной уникальности субъектов федерации. Наиболее высокие значения характеризуют северокавказские республики, далее следуют обе столицы, замыкают перечень области центральной России (таблица 166). Таблица 166 eucl93

eucl95

eucl96

eucl99

eucl00

eucl03

eucl04

Дагестан

4586,604

2855,803

3293,889

2608,993

2731,291

3014,978

2297,291

Ингушетия

6390,901

3735,171

2358,888

7646,763

3662,876

3126,123

2687,8

Владимирская

1322,866

1330,974

1563,364

1284,139

1106,578

1228,416

866,2939

Тверская

1351,893

1504,188

1481,015

1273,943

1139,879

1097,2

843,1134

Москва СанктПетербург

2561,947

2256,549

3059,919

3710,376

2152,578

1681,349

1223,488

2374,842

2176,084

2489,728

2182,431

1739,555

1680,613

1101,178

Следующим шагом является вычисление общей суммы евклидовых расстояний для каждого региона. Здесь необходимо отметить, что на абсолютное значение суммарных показателей для каждых выборов влияет число партий (кандидатов), принимавших в них участие. Поэтому корректнее складывать не абсолютные суммарные значения, а ранги регионов в каждых конкретных выборах. Ранговое преобразование представляет собой процедуру замены абсолютного значения на порядковый номер (ранг) региона в ранжированном перечне. Для нашего примера таблица рангов будет иметь вид (таблица 167). Таблица 167 eucl93

eucl95

eucl96

eucl99

eucl00

eucl03

Дагестан

87

84

88

80

87

85

eucl04 87

Ингушетия

88

88

69

88

88

86

88

Владимирская

4

4

11

2

1

27

7

Тверская

11

25

2

1

7

3

3

Москва СанктПетербург

82

77

86

86

83

74

64

81

74

75

73

69

73

51

Более высокие ранговые показатели отражают большую степень электоральной уникальности региона, более низкие, соответственно, меньшую. Так, для пяти выборов из семи Ингушетия имеет наивысший ранг уникальности — 88. В таблице 168 приводится ранжированный по возрастанию суммарного ранга евклидовых расстояний перечень российских регионов (кроме Чеченской республики). Выделены группы максимальной и высокой уникальности. 290

Сумм. ранг

Регион

Сумм. Ранг

Вологодская

305

Брянская

416

Читинская

220

Белгородская

308

Корякский

423

Челябинская

221

Карелия

311

Чувашия

426

119

Хакасия

222

Оренбургская

312

Тамбовская

426

Ростовская

120

Томская

223

Московская

320

КомиПермяцкий

431

Новгородская

135

Ленинградская

225

Камчатская

326

Свердловская

434

Саратовская

143

Хабаровский

229

Пензенская

332

Мордовия

460

237

УстьОрдынский (Бурятский)

336

Адыгея

461

Тверская

52

Владимирская

56

Калужская

74

Костромская

Ивановская

Регион

Сумм. Ранг 212

Сумм. ранг

Удмуртия

Регион

Регион

Таблица 168

147

Сахалинская

Нижегородская

151

Марий Эл

238

Приморский

340

Татарстан

467

Иркутская

152

Смоленская

240

Республика Алтай

344

Чукотский

490

Астраханская

161

Бурятия

246

Кемеровская

349

Орловская

491

ЯмалоНенецкий КарачаевоЧеркесия СанктПетербург Агинский Бурятский

Краснодарский

178

Коми

250

Ненецкий

358

492

Волгоградская

181

Амурская

252

Магаданская

365

Рязанская

182

Псковская

252

Башкирия

368

Кировская

183

Ярославская

253

Алтайский

371

Калининградская

185

Самарская

260

Калмыкия

380

Таймырский

507

Тульская

190

Ульяновская

261

Липецкая

385

Тыва

533 536

495 496 499

Тюменская

194

Архангельская

263

Пермская

390

Северная Осетия

Курганская

199

Ставропольский

268

Курская

392

Москва

552 553

Красноярский

203

Якутия

278

Мурманская

399

КабардиноБалкария

400

Ингушетия

596

406

Дагестан

598

Омская

209

Воронежская

282

ХантыМансийский

Еврейская

210

Новосибирская

289

Эвенкийский

Таким образом, согласно данной метрике в группу регионов максимальной электоральной уникальности попали пять национальных республик (Дагестан, Ингушетия, Кабардино-Балкария, Северная Осетия и Тыва) и Москва. Наиболее «типичными» регионами с наименьшим значением показателя уникальности стали Тверская, Владимирская и Калужская области. Вспомогательным способом выделения таких групп стала визуализация данных в виде столбчатой гистограммы (рис. 130). На ней хорошо видно, что уникальность регионов возрастает не вполне равномерно, а как бы «ступеньками». 291

Рис. 130 700 600 500 400 300 200 100 0 1 5 9 13 17 21 25 29 33 37 41 45 49 53 57 61 65 69 73 77 81 85

Метрикой, альтернативной евклидову расстоянию, является мера близости 1–r, в основе которой лежит коэффициент парной корреляции Пирсона. В отличие от евклидовой метрики, рассчитывающей геометрическое расстояние между объектами, метрика 1–r основана на измерении связей. В нашем исследовании в качестве переменных выступают регионы, в качестве случаев — данные голосований на федеральных выборах за различные партии и кандидатов в президенты. Для каждой пары регионов вычисляется коэффициент Пирсона (r), которые в образуют симметричную вдоль главной диагонали матрицу парных корреляций. Затем коэффициенты преобразуются в расстояния с помощью формулы: dist=1–r В основе этой формулы лежит следующая простая идея. Коэффициенты, отражающие плотные прямые связи, преобразуются в бóльшие расстояния; коэффициенты, отражающие плотные обратные связи, преобразуются в меньшие расстояния. Так, коэффициент 0,9 трансформируется в расстояние 0,1 (1–0,9); коэффициент –0,9 трансформируется в расстояние 1,9 (1+0,9). Матрицы парных расстояний 1–r вычисляются по всем регионам для всех федеральных выборов (отдельно). Далее алгоритм работы полностью соответствует тому, который применялся для евклидовых расстояний: 1) все расстояния для каждого региона в рамках одной выборной кампании суммируются; 2) полученные суммы преобразуются в ранги; 3) вычисляются суммарные ранги для каждого региона по всем кампаниям (вместе). В таблице 169 приводится ранжированный по возрастанию электоральной уникальности перечень российских регионов на основании метрики 1–r. 292

Сумм. Ранг

Регион

Сумм. ранг

Регион

Сумм. Ранг

Регион

Сумм. ранг

Регион

Таблица 169

295

КарачаевоЧеркесия

399

Калмыкия

295

Пермская

418

Ярославская

296

Корякский

421

Кемеровская

299

Эвенкийский

424

232

УстьОрдынский (Бурятский)

301

Татарстан

429

Владимирская

58

Сахалинская

219

Тверская

67

Красноярский

222

Калужская

89

Читинская

222

Ростовская

109

Смоленская

229

Вологодская

Новгородская

129

Хакасия

Саратовская

134

Томская

232

Московская

316

Тамбовская

431

Нижегородская

146

Хабаровский

232

Приморский

321

Орловская

431

Агинский Бурятский ХантыМансийский

Костромская

150

Челябинская

240

Новосибирская

327

Ивановская

151

Омская

241

Карелия

344

Иркутская

154

Курганская

242

Башкирия

348

Мурманская

445 452

Рязанская Астраханская

186

Ульяновская

434 436

263

Камчатская

350

Северная Осетия

269

Республика Алтай

351

Чувашия

456

187

Бурятия

Тюменская

188

Самарская

276

Оренбургская

364

Свердловская

474

Еврейская

193

Ставропольский

277

Курская

383

КабардиноБалкария

486

Калининградская

194

Амурская

281

Брянская

388

Тыва

495 500

282

Мордовия

388

ЯмалоНенецкий

Воронежская

282

Адыгея

391

Чукотский

507

Архангельская

284

Алтайский

392

СанктПетербург

531

214

Белгородская

285

Липецкая

394

Таймырский

532

217

Коми

287

Ненецкий

395

Дагестан

544

Удмуртия

218

Пензенская

288

Магаданская

399

Москва

572

Кировская

219

Якутия

289

КомиПермяцкий

399

Ингушетия

591

Тульская

201

Марий Эл

Краснодарский

203

Ленинградская

208

Волгоградская Псковская

Гистограмма также будет имеет «ступенчатый» вид, как и в случае с евклидовой метрикой (рис. 131). 293

Рис. 131 700 600 500 400 300 200 100 0 1 5 9 13 17 21 25 29 33 37 41 45 49 53 57 61 65 69 73 77 81 85

Сопоставив полученную таблицу с приведенной выше (ранги суммарных евклидовых расстояний), нетрудно заметить значительное сходство. И в первом, и во втором случае в группы максимальной и высокой электоральной уникальности входят республики Ингушетия, Дагестан, Тыва, КабардиноБалкария, Северная Осетия, города федерального значения Москва и СанктПетербург, автономные округа Ямало-Ненецкий, Агинский (Бурятский) и Чукотский. Тройка самых «типичных» регионов, обладающих самыми низкими ранговыми значениями, вообще не меняется (Владимирская, Тверская и Калужская области). Логичным образом возникает гипотеза о значительном сходстве ранжирования субъектов федерации по их электоральной уникальности при применении двух метрик: евклидова расстояния и 1–r. Гипотеза находит полное подтверждение по результатам корреляционного анализа. Коэффициент корреляции между показателями, полученными с помощью двух разных метрик, приближается к единице (0,97). Наличие столь плотной связи стало, в какой-то мере, неожиданностью. Евклидово расстояние и 1–r — это не просто разные способы вычисления дистанций между объектами: они основаны на принципиально разных методологических подходах. Теперь мы имеем полное право объединить обе метрики в единую суммарную меру электоральной уникальности. Учитывая, что значения, рассчитанные с помощью обеих метрик, проходят ранговые преобразования, допустимо их просто суммировать. Таким образом, мерой электоральной уникальности региона может служить сумма рангов совокупных значений расстояний региона до каждого другого региона, рассчитанных по методу евклидова расстояния и методу Пирсона для каждых выборов отдельно. Общий алгоритм вычисления показателя выглядит следующим образом: 1. Расчет всех парных евклидовых расстояний между регионами по каждым выборам отдельно 228. 2. Суммирование всех парных евклидовых расстояний для каждого региона, отдельно для разных выборов. 3. Ранговое преобразование полученных суммарных показателей для каждых выборов отдельно. 4. Расчет суммы рангов по всем выборам для каждого региона. 5–8. Повтор операций 1–4 с использованием метрики 1–r. 294

9. Суммирование итоговых показателей для каждого региона (п. 4+п. 8). Следует подчеркнуть, что сходство ранговых показателей электоральной уникальности регионов отнюдь не свидетельствует о сходстве электорального поведения их избирателей. Ясно, что электоральная культура в Ингушетии и в Москве различается радикальным образом. Показатель электоральной уникальности — это мера того, насколько отличаются голосования в данном регионе от голосований во всех других регионах совокупно. Ниже приводится «финальные» таблица (170) и гистограмма (рис. 132), в которых отражены ранжированные значения электоральной уникальности регионов по объединенному критерию «евклидово расстояние + (1–r)».

Сумм. Ранг

Регион

Сумм. ранг

Регион

Сумм. Ранг

Регион

Сумм. ранг

Регион

Таблица 170

Владимирская

114

Курганская

441

Вологодская

600

ХантыМансийский

836

Тверская

119

Читинская

442

Новосибирская

616

Корякский

844

Калужская

163

Омская

450

Пензенская

620

Мурманская

844

Ростовская

229

Хакасия

454

Московская

636

Мордовия

848

Новгородская

264

Томская

455

Усть-Ордынский Бурятский

637

Адыгея

852

Костромская

269

Сахалинская

456

Кемеровская

648

Тамбовская

857

Саратовская

277

Хабаровский

461

Карелия

655

Чувашия

882

661

КарачаевоЧеркесия

894

Нижегородская

297

Челябинская

461

Приморский

Ивановская

298

Псковская

469

Калмыкия

675

Татарстан

896

Иркутская

306

Смоленская

469

Камчатская

676

Свердловская

908

Астраханская

348

Бурятия

515

Оренбургская

676

Орловская

922

Агинский Бурятский Северная Осетия ЯмалоНенецкий

933

Рязанская

368

Марий Эл

520

Республика Алтай

695

Калининградская

379

Ульяновская

524

Башкирия

716

Краснодарский

381

Амурская

533

Ненецкий

753

Тюменская

382

Самарская

536

Алтайский

763

Чукотский

997 1027

988 992

Тульская

391

Коми

537

Магаданская

764

СанктПетербург

Волгоградская

395

Ставропольский

545

Курская

775

Тува

1028

Кировская

402

Архангельская

547

Липецкая

779

КабардиноБалкария

1039

Еврейская

403

Ярославская

549

Брянская

804

Таймырский

1039

Красноярский

425

Воронежская

564

Пермская

808

Москва

1124

Удмуртия

430

Якутия

567

Коми-Пермяцкий

830

Дагестан

1142

Ленинградская

433

Белгородская

593

Эвенкийский

830

Ингушетия

1187

295

Рис. 132 1400 1200 1000 800 600 400 200 0 1

5

9 13 17 21 25 29 33 37 41 45 49 53 57 61 65 69 73 77 81 85

Пока что за пределами нашего рассмотрения оставалась Чеченская республика, избиратели которой не участвовали в двух парламентских голосованиях. Чтобы оценить уровень ее электоральной уникальности, были взяты данные только по тем выборам, в которых республика принимала участие (парламентские 1995 и 2003 гг., президентские 1996, 2000, 2004 гг.). На этом материале Чеченская республика оказалась максимально уникальным регионом (суммарный ранг 857), опередив Ингушетию (835), Дагестан (820) и Москву (790). Для сравнения: суммарные ранги «типичной тройки» (Калужская, Тверская и Владимирская области) составили соответственно 87, 91 и 106. Принципиально иной, несколько более сложный подход к расчету показателя электоральной уникальности региона основан на факторном анализе. Читатель уже хорошо знаком с этим методом. Для того круга задач, с которым мы имеем дело в настоящий момент, наиболее важен такой статистический показатель, как факторное значение. Он представляет собой значение факторной переменных для каждого случая (наблюдения). Факторные значения могут быть как положительными, так и отрицательными. Однако более важными с точки зрения измерения электоральной уникальности региона представляются модульные значения факторов. Чем выше модульное значение факторной переменной, тем сильнее электоральные отличия данного региона от остальных. Предлагаемая автором методика предполагает вычисление модульных значений только по первой факторной переменной как обладающей наиболее высокой объяснительной силой 229. Таким образом, мерой электоральной уникальности региона в рамках данного подхода выступает сумма модулей факторных значений по всем федеральным выборам (1993, 1995, 1996, 1990, 2000, 2003, 2004 гг.; кроме Чеченской республики). Получены следующие значения (ранжированы по возрастанию, таблица 171 и рис. 133). 296

Читинская

1,0

Волгоградская

Костромская

1,3

Тверская

1,3

Якутия

1,5

Калужская

1,5

Курганская

1,6

Сумм. модулей факт. значений

УстьОрдынский Бурятский

7,0

Липецкая

5,0

Ненецкий

7,3

Брянская

5,1

Корякский

7,4

Оренбургская

5,1

Таймырский

7,4

Челябинская

5,5

Калмыкия

7,8

5,5

ЯмалоНенецкий

7,9

Пензенская

Тульская

3,0

Ленинградская

3,2

Омская

3,2

Кемеровская

3,2 3,2

Регион

4,8

3,0

Амурская

Сумм. модулей факт. значений

Регион

Сумм. модулей факт. значений

Регион

Сумм. модулей факт. значений

Регион

Таблица 171

Красноярский

Марий Эл

1,7

Рязанская

3,2

Тамбовская

5,5

Мурманская

8,0

Удмуртия

1,8

Астраханская

3,2

Свердловская

5,7

Чукотский

8,1

Новгородская

1,9

Новосибирская

3,3

Белгородская

5,7

Приморский

8,2

Псковская

2,1

Самарская

3,3

Эвенкийский

6,0

Хабаровский

8,4

Тюменская

2,1

Ярославская

3,4

Сахалинская

6,1

Башкирия

8,6

Ростовская

2,1

Республика Алтай

3,6

Томская

6,2

Камчатская

8,6

Кировская

2,2

Калининградская

3,8

Орловская

6,2

Тува

8,7

СанктПетербург Агинский Бурятский КарачаевоЧеркесия

Владимирская

2,5

Смоленская

4,0

Пермская

6,2

Бурятия

2,6

Алтайский

4,0

Архангельская

6,3

Краснодарский

2,7

Коми-Пермяцкий

4,1

Московская

6,3

Саратовская

2,7

Ставропольский

4,1

Карелия

6,4

Москва

11,8

6,4

Северная Осетия

11,8

Еврейская

2,8

Ульяновская

4,1

Магаданская

8,7 10,0 11,0

Ивановская

2,8

Воронежская

4,2

Татарстан

6,6

Мордовия

12,0

Вологодская

2,8

Чувашия

4,2

Курская

6,6

Ингушетия

13,4

6,6

КабардиноБалкария

14,5

6,7

Дагестан

18,2

Хакасия

2,9

Иркутская

4,7

ХантыМансийский

Нижегородская

2,9

Коми

4,7

Адыгея

297

Рис. 133 20 18 16 14 12 10 8 6 4 2 0 1 5 9 13 17 21 25 29 33 37 41 45 49 53 57 61 65 69 73 77 81 85

Сравнительный анализ ранжирования субъектов РФ с точки зрения электоральной уникальности по двум критериям — сумме рангов расстояний и сумме модулей факторных значений — наводит на мысль об определенном сходстве этих принципиально разных метрик. В частности, в группах максимальной и высокой уникальности в обоих случаях доминируют республики 230, автономные округа и города федерального значения. Убедиться в схожести результатов позволяет все тот же корреляционный анализ: коэффициент Пирсона составляет 0,78, коэффициент Спирмана (корреляция ранговых значений) — 0,8. Близость показателей электоральной уникальности регионов, полученных в рамках различных подходов, выступает свидетельством обоснованности представленных методик.

298

ПРИЛОЖЕНИЕ 2 Данные для расчета связи между структурным положением «Единой России» в электоральном пространстве и ее результатом

dist

ER

RUS

gub

Республика Адыгея (Адыгея)

8,75

51,27

64,48

68,90

Республика Алтай

0,12

26,36

57,41

22,90

Республика Башкортостан

8,51

38,85

36,32

42,60

Республика Бурятия

6,82

34,69

67,82

68,80

Республика Дагестан

6,14

65,93

4,69

Кабардино-Балкарская Республика

8,45

76,98

25,14

87,20

Карачаево-Черкесская Республика

6,32

49,59

33,65

41,60

Республика Карелия

6,82

37,87

76,64

53,40

Республика Коми

6,61

32,96

59,59

39,70

Республика Марий Эл

7,44

34,57

47,46

29,20

Республика Мордовия

9,60

76,05

60,84

87,40

Республика Саха (Якутия)

4,36

38,90

41,15

45,00

Республика Северная Осетия — Алания

2,86

46,72

23,19

56,10

Республика Татарстан (Татарстан)

9,52

59,53

39,49

79,50

Республика Тыва

8,98

66,83

20,11

53,50

Удмуртская Республика

9,14

42,15

60,12

54,30

Республика Хакасия

5,80

30,36

80,28

59,20

Чеченская Республика

9,02

79,77

3,68

80,80

Чувашская Республика — Чувашия

7,15

37,32

26,53

40,70

Алтайский край

0,94

29,63

91,97

47,50

Краснодарский край

2,10

37,05

86,56

84,00

Красноярский край

5,21

29,90

88,95

27,60

Приморский край

6,06

27,53

89,89

23,90

Ставропольский край

0,95

32,01

81,60

28,30

Хабаровский край

7,21

34,31

89,82

85,30

Архангельская область

7,11

37,93

94,19

45,00

Белгородская область

6,90

33,06

92,88

61,50

Брянская область

3,80

34,71

96,34

44,70

Владимирская область

5,53

30,37

94,74

65,60

Волгоградская область

1,51

28,88

88,89

41,40

Вологодская область

5,54

38,94

96,56

82,90

299

dist

ER

RUS

gub

Воронежская область

5,33

25,86

94,14

52,50

Ивановская область

5,99

33,60

93,69

48,50

Иркутская область

6,96

32,79

89,88

45,00

Калининградская область

7,87

31,98

82,37

37,60

Калужская область

6,36

35,09

93,47

66,90

Камчатская область

7,73

34,95

80,85

38,30

Кемеровская область

8,60

52,13

91,92

93,50

Кировская область

1,57

32,88

90,82

33,80

Костромская область

5,67

34,12

95,58

43,60

Курганская область

0,24

33,59

91,47

35,00

Курская область

4,74

30,11

95,87

39,50 56,80

Ленинградская область

5,93

38,11

89,58

Липецкая область

5,62

28,21

95,83

73,00

Магаданская область

7,00

34,36

80,18

37,60

Московская область

33,57

33,57

91,00

63,04

Мурманская область

6,16

39,19

85,25

76,90

Нижегородская область

6,29

31,96

94,96

24,40

Новгородская область

7,76

37,08

93,92

78,70

Новосибирская область

6,02

28,92

93,01

57,60

Омская область

7,12

32,74

83,47

55,90

Оренбургская область

2,82

27,59

73,94

63,50

Орловская область

8,81

44,62

95,32

92,00

Пензенская область

9,03

45,14

86,35

45,50

Пермская область

6,04

30,73

85,18

51,50

Псковская область

6,28

37,15

94,25

29,70

Ростовская область

7,64

38,99

89,35

78,20

Рязанская область

5,64

31,69

94,59

28,90

Самарская область

6,79

32,59

83,60

53,30

Саратовская область

8,51

44,33

85,94

67,30

Сахалинская область

5,06

30,13

84,28

35,20 42,80

Свердловская область

5,30

34,13

89,23

Смоленская область

6,65

37,25

93,38

40,50

Тамбовская область

7,64

28,98

96,47

71,10

Тверская область

6,67

34,53

92,49

42,10

Томская область

7,07

34,01

90,84

70,10

Тульская область

1,09

29,86

95,21

49,00

Тюменская область

6,93

49,67

71,57

52,80

300

dist

ER

RUS

gub

Ульяновская область

8,12

34,00

72,65

27,70

Челябинская область

5,62

33,79

82,31

58,70

Читинская область

3,27

38,09

89,80

68,20

Ярославская область

6,13

35,65

95,15

73,20

город Москва

7,44

34,35

84,83

74,80

город Санкт-Петербург

6,65

30,72

84,73

48,70

Еврейская автономная область

7,97

42,21

89,93

56,70

Коми-Пермяцкий автономный округ Усть-Ордынский (Бурятский) автономный округ Ханты-Мансийский автономный округ — Югра Ямало-Ненецкий автономный округ

6,95

46,29

38,17

27,20

7,10

46,37

54,42

55,80

6,95

41,25

66,06

67,90

9,39

45,83

58,85

68,60

301

ЛИТЕРАТУРА

1. Авдонин В.C. О факторах структурирования электорального пространства в текущем электоральном цикле. Структура и динамика российского электорального пространства» // Полис. 2000 г. № 2. 2. Аврамова Е. Влияние социально-экономических факторов на политическое сознание // Российское общество: становление демократических ценностей? М.: Гендальф, 1999. 3. Анисимов А.А. Возможность моделирования партийной системы (на примере теории С. Роккана) // Власть и элиты современной России. Под ред. А.В. Дуки. СПб., 2003. 4. Ахременко А.С. Голосование «против всех» в 1995–2003 гг.: результаты эмпирического исследования // Вестник Московского университета. Сер. 12. Политические науки. 2004 г. № 6. 5. Ахременко А.С. Политический анализ и прогнозирование: учебное пособие. М.: Гардарики, 2006. 6. Ахременко А.С. Структурирование электорального пространства в российских регионах: факторный анализ парламентских выборов 1995–2003 гг. // Полис. 2005. № 2. 7. Ахременко А.С. Электоральное участие и абсентеизм в российских регионах: закономерности и тенденции // Вестник Московского университета. Сер. 12. Политические науки. 2005 г. № 3. 8. Ахременко А.С. Электоральные различия регионов России как предмет статистического анализа // Современные политические процессы. Вып. 4. Избирательное право и избирательный процесс в Российской Федерации. Тамбов, 2006. 9. Болтянский В.Г., Ефремович В.А. Наглядная топология. М.: Наука, 1982. 10. Бьюкенен Дж. Конституция экономической политики // Бьюкенен Дж. Сочинения. 11. Бурдье П. Социология политики. М.: Socio-Logos, 1993. 12. Бызов Л. Становление новой политической идентичности в постсоветской России: эволюция социально-политических ориентаций и общественного запроса // Российское общество: становление демократических ценностей? М.: Гендальф, 1999. 13. Гельман В.Я. Второй электоральный цикл и трансформация политического режима в России // Второй электоральный цикл в России. 1999–2000 гг. М.: Весь мир, 2002. 14. Гельман В.Я. Демократизация, структурный плюрализм и неустойчивый бицентризм: Волгоградская область // Полис. 2000. № 2. 15. Гельман В.Я. Политическая оппозиция в России: вымирающий вид? // Полис. 2004. № 4. 16. Глебова И. Партия Власти // Полис. 2004. № 2. 17. Глубоцкий А. Иркутская дуга // Политический журнал. 2004. № 42. 18. Голосов Г. Поведение избирателей в России: теоретические перспективы и результаты региональных выборов // Полис. 1997. № 4. 302

19. Голосов Г.В. Политические партии и электоральная политика в 1993– 1995 гг. // Первый электоральный цикл в России. М.: Весь мир, 2000. 20. Голосов Г.В. Происхождение современных российских политических партий, 1987–1993 // Первый электоральный цикл в России. М.: Весь мир, 2000. 21. Голосов Г., Лихтенштейн А. Партии власти и российский институциональный дизайн: теоретический анализ // Полис. 2001. № 1. 22. Гудков Л., Дубин Б. Российские выборы: время “серых” // Мониторинг общественного мнения: экономические и социальные перемены. 2000. № 2. 23. Данилов А.В. Влияние ценностных расколов на электоральное поведение. Дис… канд. полит. наук. СПб., 2006. 24. Деттербек К. Картельные партии в Западной Европе? // Политическая наука. 2006. № 1. 25. Дюверже М. Политические партии. М.: Академический проект, 2000. 26. Звоновский В.Б. «Электоральный транзит»: к двум странам в границах одной? // Полис. 2004. № 3. 27. Здравомыслов А. Национальное самосознание россиян // Мониторинг общественного мнения: экономические и социальные перемены. 2002. № 2. 28. Кац Р., Мэир П. Изменение моделей партийной организации и партийной демократии: Возникновение картельных партий // Политическая наука. 2006. № 1. 29. Клямкин И.М. Постмодерн в традиционалистском пространстве // Полис. 2004. № 1. 30. Колосов В., Туровский Р. Партии в регионах России: география голосования, результаты и возможности // Sapere Aude. 1995. № 2. 31. Кулик А. Парадокс «заката» политических партий на Западе и его проекция на российскую многопартийность // Политическая наука. 2006. № 1. 32. Кынев А.В. Выборы Думы Корякского округа 19 декабря 2004: электоральные эксперименты на фоне тотального кризиса системы ЖКХ / http://www.indem.ru/idd2000/anal/Kinev/KinevKor1204.htm 33. Лапкин В.В., Пантин В.И. Русский порядок // Полис. 1997. № 3. 34. Лапкин В.В. Трансформация политических ценностей российских избирателей // Политическая наука. Динамика политического сознания и поведения. Сборник научных трудов ИНИОН РАН. 2002. № 2. 35. Петров И. Амурские выборы разрушили многие стереотипы // Амурская правда. 26 апреля 2005. № 83. 36. Политическая наука. Динамика политического сознания и поведения. Сборник научных трудов ИНИОН РАН. 2002. № 2. 37. Левинтова Е. Политический дискурс в постсоветской России (1992–2001 гг.) // Мониторинг общественного мнения: экономические и социальные перемены, 2002. № 2. 38. Липсет С.М. Неизбывность политических партий // Политическая наука. 2006. № 1. 39. Липсет С., Роккан С. Структуры размежеваний, партийные системы и предпочтения избирателей. Предварительные замечания // Политическая наука. 2004. № 4. 40. Лихтенштейн А. Институциональные условия возникновения и функционирования «партий власти» в России и Украине: сравнительный анализ. М., 2003. 303

41. Лихтенштейн А.В., Яргомская Н.Б. Эквилибриум Дюверже в условиях ограниченной конкуренции: думские выборы 2003 г. // Полис. 2005. № 1. 42. Малютин М., Кувалдин В. От «электоральной пирамиды» к «партии власти» // Полис. 2004. № 1. 43. Макаренко Б.И. Парламентские выборы 2003 г. как проявление кризиса партийной системы // Полис. 2004. № 1. 44. Макаренко Б. Институты власти и российский избиратель — взаимовлияние через выборы // Российское общество: становление демократических ценностей? М.: Гендальф, 1999. 45. Мелешкина Е.Ю. Воронка причинности в электоральных исследованиях // Полис. 2002. № 5. 46. Мелешкина Е.Ю. Доминирование по-русски или мировой феномен? // Политическая наука. 2006. № 1. 47. Мелешкина Е.Ю. Концепция социально-политических размежеваний: проблема универсальности // Политическая наука. 2004. № 4. 48. Мелешкина Е.Ю. Российский избиратель: установки и выбор // Первый электоральный цикл в России. М.: Весь мир, 2000. 49. Мельвиль А.Ю. Методология «воронки причинности» как промежуточный синтез «структуры и агента» в анализе демократических транзитов // Полис. 2002. № 5 50. Меркель В., Круассан. А. Формальные и неформальные институты в дефектных демократиях // Полис. 2002. № 1. 51. Новинская М.И. К проблеме структурирования электорального пространства. Структура и динамика российского электорального пространства» // Полис. 2000. № 2. 52. Норт Д. Институты, институциональные изменения и функционирование экономики. М., 1997. 53. Овчинников Б. Электоральная эволюция: пространство регионов и пространство партий в 1995 и 1999 г. // Полис. 2000 г. № 2. 54. Панов П.В. Изменение электоральных институтов в России: кроссрегиональный сравнительный анализ // Полис. 2004. № 6. 55. Патрушев С.В. Институционализм в политической науке: этапы, течения, идеи, проблемы // Политическая наука. 2001. № 2. 56. Политические отношения и политический процесс в современной России. Учебное пособие. М., 2003. 57. Попова Е. Проблемные измерения электоральной политики в России: губернаторские выборы в сравнительной перспективе // Полис. 2001. № 3. 58. Реммеле А. Структура размежеваний и партийные системы в восточной и центральной Европе // Политическая наука. 2004. № 4. 59. Сатаров Г.А. Российские съезды // Российский монитор. 1992–93. № 1–3. 60. Семененко И.С. Культурные факторы и механизмы формирования российской национально-цивилизационной идентичности на рубеже XXI в. // Полис. 2004. № 1. 61. Смит А. Исследование о природе и причинах богатства народов. М., 1992. 62. Соловьев А.И. Электоральный дефолт и деинституционализация политического рынка // Полис. 2004. № 1. 304

63. Хенкин С. «Партия власти»: российский вариант // Pro et Сontra. 1996. № 1. 64. Хенкин С. Партия власти: штрихи к портрету // Полития. 1997. № 1. 65. Хекхаузен Х. 1986. Мотивация и деятельность. Т. 1. М.: Педагогика. 66. Холодковский К.Г. Бюрократическая Дума // Полис. 2004. № 1. 67. Холодковский К. Социально-психологическая дифференциация российского населения и процесс формирования партий // Полис. 2001. № 5. 68. Arrow K. Social Choice and Individual Values. N.Y.: Wiley, 1951. 69. Berelson B., Lazarsfeld P. and McPhee W. Voting: A Study of Opinion Formation in a President Campaign. Chicago: University of Chicago Press, 1954. 70. Bell D. The Coming of Post-Industrial Society. New York: Basic Books, 1973. 71. Black D. The Theory of Committees and Elections. Cambridge Univ. Press, 1958. 72. Bordley R. A Pragmatic Method for Evaluating Election Systems Through Simulation // American Political Science Review. № 77. 73. Buchanan J. The Public Choice Perspective // Economica delle Scelte Pubbliche. 1983.№ 1. 74. Burden B. Deterministic and Probabilistic Voting models // American Journal of Political Science. 1977. № 41. 75. Calvert R. Robustness of the Multidimensional Voting Model: Candidate Motivations, Uncertainty, and Convergence // American Journal of Political Science. 1985. № 29. 76. Campbell A., Converse P., Miller W., Stokes D. The American voter. N.Y., 1960. 77. Carter C. Admissible and Sincere Strategies Under Approval Voting // Public Choice. 1990. № 64. 78. Chugrov S. Regional Electoral Behavior and Russian Nationalism // The Office of Information and Press, Democratic Institutions Fellowship Programme, NATO Final Report, June 1997. 79. Conover P. and Feldman S. Projection and the Perception of Candidates Issue Positions // Western Public Quarterly. 1982. № 35. 80. Coughlin P. Pareto Optimality of Policy Proposals with Probabilistic Voting // Public Choice. 1982. № 39. 81. Coughlin P. Probabilistic Voting Theory. Cambridge Univ. Press. 1992. 82. Cox G. The Uncovered Set and the Core // American Journal of Political Science. 1987. № 31. 83. Dahl R. Patterns of Opposition // Dahl R. (ed.) Political Oppositions in Western Democracies. New Haven; L., 1966. 84. Dalton R. Citizen politics. Public opinion and political parties in advanced industrial democracies. N.Y.; L.: Chatham house, 2000. 85. Dalton R. Political Parties and Political Representation: Party Supporters and Party Elites in Nine Nations // Comparative Political Studies. 1985. № 18. 86. Davis O., and Hinich, M. A Mathematical Model of Policy Formation in a Democratic Society // Mathematical Application in Political Science. 2nd Edition. Dallas: Southern Methodist Univ. Press, 1966. 87. Downs A. An Economic Theory of Democracy. N.Y., Harper and Row, 1957. 88. Enelow J. and Hinich M. Advances in the Spatial Theory of Voting. N.Y.; Cambridge,1990. 305

89. Enelow J. and Hinich. M. Probabilistic Vote and the Importance of Centrist Ideologies in Democratic Elections // The Journal of Politics. Vol. 46. 1984. № 2. 90. Enelow, J. and Hinich M. The Spatial Theory of Voting. N.Y.; Cambridge, 1984. 91. Farquharson R. Theory of Voting. Yale Univ. Press, 1969. 92. Fiorina M. Formal Models in Political Science // American Journal of Political Science. Vol. 19. 1975. № 1. 93. Fiorina M. Retrospective Voting in American National Elections. Yale Univ. Press, 1981. 94. Fishbein, M. An Investigation of the Relationships between Beliefs about an Object and the Attitude toward that Object // Human Relations. 1963. № 16. 95. Franklin C. Eschewing obfuscation? Campaigns and the Perception of U.S. Senate Incumbents // American Political Science Review. 1991. № 85. 96. Fuchs D., Klingemann H.-D. The left-right schema // Continuities in political action: A longitudinal study of political orientations in three western democracies. Berlin; N.Y.: Walter de Gruyter, 1989. 97. Gabel M. and Huber J. Putting Parties in Their Place: Inferring Party LeftRight Positions from Party Manifestos Data // American Journal of Political Science. 2000. № 44. 98. Gel’man V. Russia’s Elites in Search of Consensus: What Kind of Consolidation? // Steen A., Gel’man V. (eds.) Elites and Democratic Development in Russia. L.; N.Y., 2003. 99. Gill J., Gainous J. Why Does Voting Get so Complicated? A Review of Theories for Analyzing Democratic Participation // Statistical Science. Vol. 17. 2002. № 4. 100. Granberg, D. Social Judgment Theory // Communications Yaerbook. Vol. 6. 1982. 101. Granberg D. and Brown T. The Perception of Ideological Distance // The Western Political Quarterly. 1992. № 45. 102. Grofman B., Owen G., Noviello N., and Glazer A. Stability and Certainty of Legislative choice in the Spatial Context // American Political Science Review. 1987. № 81. 103. Hay, Colin. Political Analysis. A Critical Introduction. Palgrave. 2004. 104. Higley J., Bayulgen O., George J. Political Elite Integration and Differentiation in Russia // Steen A., Gel’man V. (eds.) Elites and Democratic Development in Russia. L.; N.Y., 2003. 105. Heider F. Attitudes and Cognitive Organization // Journal of Psychology. 1946. № 21. 106. Heider F. The Psychology of Interpersonal Relations. N.Y.: Wiley, 1958. 107. Hinich M. Spatial Voting Theory When Voter Perceptions of Candidates Differ. Virginia Tech. 1978. 108. Hinich M. Khmelko V. and Ordeshook P. Spatial Analysis of Ukraine`s 1998 Parliamentary Elections. 2003 // http://www.electoralgeography.com/ articles/spacialanalysis.htm 109. Hinich M., and Pollard, W. A New Approach to the Spatial Theory of Electoral Competition // American Journal of Political Science. № 25. 1981. 110. Hinich M. and Munger M. Ideology and the Theory of Political Choice. Univ. Michigan Press, Ann Arbor, 1994. 111. Hoffman D. A Model for Strategic Voting // SIAM Journal of Applied Mathematics. 1982. № 42. 306

112. Hotelling H. Stability in Competition // Economic Journal. 1929. № 39. 113. Huber J. Values and Partisanship in Left-Right Orientations: Measuring Ideology // European Journal of Political Research. 1989. № 17. 114. Huber J. and Inglehart R. Expert Interpretations of Party Space and Party Locations in 42 Societies // Party Politics. 1995. № 1. 115. Inglehart R. Culture Shift in Advanced Industrial Society. Princeton: Princeton Univ. Press, 1990. 116. Inglehart R. The Silent Revolution: Changing Values and Political Styles Among Western Publics. Princeton: Princeton University Press, 1977. 117. Iversen T. Political Leadership and Representation in West European Democracies: A Test of Three Models of Voting // American Journal of Political Science. 1994. № 38. 118. Katz R. Democracy and Elections. Oxford: Oxford University Press, 1997. 119. Kinder D. Political Person Perception: The Asymmetrical Influence of Sentiment and Choice and Choice on Perceptions of Presidential Candidates // Journal of Personality and Social Psychology. 1978. № 36. 120. King M. Assimilation and Contrast of Presidential Candidates Issue Positions // Public Opinion Quarterly. 1978. № 41. 121. Kirchheimer O. Germany: The Vanishing of Opposition // Dahl R. (ed.) Political Oppositions in Western Democracies. New Haven; L., 1966. 122. Kitschelt H. The Transformation of European Social Democracy. Cambridge Univ. Press, 1994. 123. Lane J.E. and Ersson S. Politics and Society in Western Europe, 3rd ed. London; Thousand Oaks; New Delhi: Sage, 1994. 124. Laakso M. and Taagepera R. Effective number of parties: a measure with application to Western Europe // Comparative Political Studies. 1979. № 12. 125. Laver M. and Sheplse K. Making and Breaking Governments: Cabinets and Legislatures in Parliamentary Democracies. Cambridge Univ. Press, 1996. 126. Lasarsfeld P., Berelson B., Guadet H. The people’s choice. How Voter makes up his mind in a Presidential Campaign. N.Y.; L., 1969. 127. Lijphart А. Democracies. Patterns of Majoritarian and Consensus Government in Twenty-One Countries. New Haven and London, 1984. 128. Lijphart A. Electoral Systems and Party Systems: A Study of Twenty-Seven Democracies, 1945–1990. New York: Oxford University Press, 1994. 129. Linz J. Opposition to and under an Authoritarian Regime: The Case of Spain // Dahl R. (ed.) Regimes and Oppositions. New Haven; L., 1973. 130. Lipset S.M., Rokkan S. Cleavage Structures, Party System, and Voter Alignments // Mair P. (ed.) The West European Party System. Oxford, 1990. 131. Listhaug O., MacDonald, S. and Rabinowitz G. A Comparative Spatial Analysis of European Party Systems // Scandinavian Political Studies. 1990. № 13. 132. Martinez M. Political Involvement and the Projection Process // Political Behavior. 1988. № 10. 133. May K. A Set of Independent Necessary and Sufficient Conditions for Simple Majority Decision // Econometrica. 1952. № 20. 134. MacDonald S., Listhaug O. and Rabinowitz G. Issue and Party Support in Multiparty Systems // The American Political Science Review. Vol. 85. 1991. № 4. 307

135. McGraph J. and McGraph M. Effects of Partisanship on Perceptions of Political Figures // Public Opinion Quarterly. 1962. № 26. 136. McKelvey R. Intransitivities in Multidimensional Voting Models // Journal of Economic Theory. 1976. № 12. 137. Merrill S. Discriminating between the Directional and Proximity Spatial Models of Electoral Competition. Submitted to Electoral Studies. 1988. 138. Merrill S. Making Multicandidate Elections More Democratic. Princeton. Princeton Univ. Press, 1988. 139. Merrill S. A Probabilistic Model for the Spatial Distribution of Party Support in Multiparty Electorates // Journal of the American Statistical Association. Vol. 89. 1994. № 428. 140. Merrill S. Voting Behavior Under the Directional Spatial Model of Electoral Competition // Public Choice. 1993. № 77. 141. Moser, R. Elite Partisanship as an Intervening Variable in Russian Politics // Comparative Politics. Vol. 31. 1999. № 2. 142. Myagkov M. and Ordershook P.. The Spatial Character of Russia’s Transition to Democracy // Public Choice. 1999. № 97. 143. Nash J.. Equilibrium points in n-person games // Proc. Nat. Acad. Sci. U.S.A. 1950. № 36. 144. Neto О. Electoral institutions, cleavage structures and the number of parties // American journal of political science. 1997. № 1. 145. Nimmo D. and Savage R. Candidates and their Images: Concepts, Methods, and Findings // Pacific Palisades. 1976. 146. Norris P. Electoral Engineering. Voting Rules and Political Behavior. Cambridge University Press, 2004. 147. Oppenhuis E. Voting behavior in Europe: A comparative analysis of electoral participation and party choice. Amsterdam: Het Spinhuis, 1995. 148. Ordershook P. Game Theory and Political Theory. Cambridge Univ. Press, 1986. 149. Ottati V., Fishbein M. and Middlestadt S. Determinants of Voters’ Beliefs about the Candidate Stands on the Issues: The Role of Evaluative Bias Heuristics and the Candidates’ Expressed Message // Journal of Personality and Social Psychology. 1988. № 55. 150. Pennings P., Lane J.-E. Introduction // Comparing party system change. L.; N.Y., 1997. 151. Platt G., Poole K. and Rosenthal H. Directional and Euclidean Theories of Voting Behavior: A Legislative Comparison // Legislative Studies Quarterly. 1992. № 17. 152. Plott Ch. A Notion of Equilibrium and Its Possibility under Majority Rule // American Economic Review. 1967. № 57. 153. Przeworski A. and Sprague J. A History of Western European Socialism. Paper presented to the Annual Meeting of the American Political Science Association. Washington; D.C., 1977. 154. Przeworski A. and Sprague J. Paper Stones: a History of Electoral Socialism. Chicago, 1986. 155. Quinn K. and Martin A. An Integrated Computational Model of Multiparty Electoral Competition // Statistical Science. Vol. 17. 2002. № 4. 308

156. Rabinowitz G. and MacDonald S. A Directional Theory of Issue Voting // American Political Science Review. 1989. № 83. 157. Rabinowitz G., MacDonald S. and Listhaug O. New Players in an Old Game: Party Strategies in Multiparty System // Comparative Political Studies. 1991. № 24. 158. Reynolds H. Rationality and Attitudes Toward Political Parties and Candidates // The Journal of Politics. 1974. № 37. 159. Rokkan, S. Toward a Generalized Concept of Verzuilling: A Preliminary Note // Political Studies. Vol. 25. 1977. № 4. 160. Römmele А. Cleavage structure and party systems in East and Central Europe // Cleavages, parties, and voters: Studies from Bulgaria, the Czech Republic, Hungary, Poland, and Romania. Westport: CT, 1999. 161. Sartory G. Parties and Party Systems: A Framework for Analysis. Vol. 1. Cambridge, 1976. 162. Sartori G. Sociology of parties: A critical review // The West European party system / Ed. by Mair P. Oxford, 1990. 163. Shepsle K. Institutional Equilibrium and Equilibrium Institutions // Weisberg H. (ed.) Political Science: The Science of Politics. N.Y., 1986. 164. Sheplse K. Models of Multiparty Electoral Competition. Harwood; Switzerland, 1991. 165. Sheplse K. The Strategy of Ambiguity: Uncertainty and Electoral Competition // American Political Science Review. 1972. № 66. 166. Sheplse K.A., Bonchek M.S. Analyzing Politics. Norton&Company, 1997. 167. Sherif M. and Hovland C. Social Judgment: Assimilation and Contrast Effects in Communication and Attitude Change. New Heaven: Yale Univ. Press, 1961. 168. Sherman R. and Ross L. Liberalism-Conservatism and Dimensional Salience in the Perception of Political Figures // Journal of Personality and Social Psychology. 1972. № 33. 169. Sherrod D. Selective Perception of Political Candidates // Public Opinion Quarterly. 1972. № 35. 170. Sigel R. Effect of Partisanship on the Perception of Political Candidates // Public Opinion Quarterly. 1964. № 28. 171. Smith G. Party and Protest: The Two Faces of Opposition in Western Europe // Kolinsky E. (ed.) Opposition in Western Europe. L.; Sydney, 1987. 172. Stevenson R.T. The Economy and Policy Mood: A Fundamental Dynamic of Democratic Politics? // American Journal of Political Science. Vol. 45. 2001. № 3. 173. Stimson J.A. Public Opinion in America: Moods, Cycles and Swings. 2nd Edition. Boulder: Westview Press, 1998. 174. Taagepera R., Shugart M.S. Seats and Votes. The Effects and Determinants of Electoral Systems. New Haven and London, 1989. 175. Whittaker J. Perception and Judgment in the Political Extremist // Journal of Communication. 1976. № 17.

309

ПРИМЕЧАНИЯ

1

Сорокин П. Социальная стратификация и мобильность // Сорокин П. Человек. Цивилизация. Общество. М., 1992. С. 298. 2 Бурдье П. Социология политики. М.: Socio-Logos, 1993. С. 56–57. 3 Бурдье П. Социология политики. М.: Socio-Logos, 1993. С. 299. 4 Fiorina M. Formal Models in Political Science // American Journal of Political Science, Vol. 19. 1975. № 1. P. 137. 5 Cм., напр., Hay, Colin. Political Analysis. A Critical Introduction. Palgrave, 2004. 6 В освещении проблем теории рационального выбора автор использует материалы книги Sheplse K.A., Bonchek M.S. Analyzing Politics. Norton&Company. 1997; а также статьи Gill J., Gainous J. Why Does Voting Get so Complicated? // A Review of Theories for Analyzing Democratic Participation. Statistical Science. Vol. 17. 2002. № 4. 7 Buchanan J. The Public Choice Perspective // Economica delle Scelte Pubbliche. 1983. № 1. 8 Бьюкенен Дж. Конституция экономической политики // Бьюкенен Дж. Сочинения. С. 23. 9 Смит А. Исследование о природе и причинах богатства народов. М., 1992. С. 332. 10 Координатная прямая — это такая прямая, на которой выбрана точка О, называемая началом координат, и единичный вектор ОЕ, указывающий положительное направление координатной прямой. 11 Прямоугольной системой координат на плоскости называется пара перпендикулярных координатных прямых с общим началом координат. 12 Arrow K. Social Choice and Individual Values. N.Y.: Wiley, 1951. 13 May K. A Set of Independent Necessary and Sufficient Conditions for Simple Majority Decision // Econometrica. 1952. № 20. 14 Black D. The Theory of Committees and Elections. Cambridge Univ. Press, 1958. 15 В данном случае для упрощения картины мы взяли одинаковые формы функций полезности для всех участников, хотя в реальности это совершенно не обязательно. 16 Downs A. An Economic Theory of Democracy. N.Y.: Harper and Row, 1957. 17 Hotelling H. Stability in Competition // Economic Journal. 1929. № 39. 18 Здесь мы рассматриваем самую простую из даунсианских моделей, оставляя за скобками ее многочисленные инверсии. 19 Из современных авторов центробежную тенденцию освещают Calvert, R. Robustness of the Multidimensional Voting Model: Candidate Motivations, Uncertainty, and Convergence // American Journal of Political Science. 1985. № 29; Enelow J. and Hinich M. Advances in the Spatial Theory of Voting. N.Y.; Cambridge, 1990.; Sheplse K. Models of Multiparty Electoral Competition. Harwood, Switzerland, 1991. 20 Plott Ch. A Notion of Equilibrium and Its Possibility under Majority Rule // American Economic Review. 1967. № 57. 21 McKelvey R. Intransitivities in Multidimensional Voting Models // Journal of Economic Theory. 1976. № 12. 22 см.: Cox G. The Uncovered Set and the Core // American Journal of Political Science. 1987. № 31.; Grofman B., Owen G., Noviello N., and Glazer A. Stability and Certainty of Legislative choice in the Spatial Context // American Political Science Review. 1987. № 81. 23 Кластер-анализ представляет собой группу алгоритмов многомерной классификации объектов. Под многомерной классификацией понимается упорядочение в наглядные структуры или группы сходства/различия объектов, обладающих множеством характеристик. Подробнее см.: Ахременко А.С. Политический анализ и прогнозирование: учебное пособие. М.: Гардарики, 2006. 24 Davis O., and Hinich, M. A Mathematical Model of Policy Formation in a Democratic Society // Mathematical Application in Political Science. 2nd Edition. Dallas: Southern Methodist Univ. Press, 1966. 25 Hinich M. Spatial Voting Theory When Voter Perceptions of Candidates Differ. Virginia Tech, 1978. 310

26 Hinich M. and Pollard W. A New Approach to the Spatial Theory of Electoral Competition // American Journal of Political Science. 1981. № 25. 27 Enelow J. and Hinich. M. Probabilistic Vote and the Importance of Centrist Ideologies in Democratic Elections // The Journal of Politics. Vol. 46. 1984. № 2. 28 Enelow, J. and Hinich M. The Spatial Theory of Voting. N.Y.; Cambridge, 1984. 29 Enelow J. and Hinich M. Advances in the Spatial Theory of Voting. N.Y.; Cambridge, 1990. 30 Схему «левые — правые» как механизм упрощения, который, прежде всего, служит обеспечению ориентаций индивидов и функции коммуникации в политической системе рассматривали также Д.Фукс и Х.-Д. Клингеманн (Fuchs D., Klingemann H.-D. The left-right schema // Continuities in political action: A longitudinal study of political orientations in three western democracies. Berlin; N.Y.: Walter de Gruyter, 1989.). 31 Болтянский В.Г., Ефремович В.А. Наглядная топология. М.: Наука, 1982. С. 9. 32 Stimson J.A. Public Opinion in America: Moods, Cycles and Swings. 2nd Edition. Boulder: Westview Press, 1998. 33 Inglehart R. Culture Shift in Advanced Industrial Society. Princeton: Princeton Univ. Press, 1990; Fuch D and Klingemann. The Left-Right Schema // Continuities in Political Action. Berlin, 1989; Gabel M. and Huber J. Putting Parties in Their Place: Inferring Party Left-Right Positions from Party Manifestos Data // American Journal of Political Science. 2000. № 44; Huber J. Values and Partisanship in LeftRight Orientations: Measuring Ideology // European Journal of Political Research. 1989. № 17; Huber J. and Inglehart R. Expert Interpretations of Party Space and Party Locations in 42 Societies // Party Politics. 1995. № 1; Stevenson R.T. The Economy and Policy Mood: A Fundamental Dynamic of Democratic Politics? // American Journal of Political Science. Vol. 45. 2001. № 3. 34 Липсет С., Роккан С. Структуры размежеваний, партийные системы и предпочтения избирателей. Предварительные замечания // Политическая наука. 2004. № 4. 35 Болтянский В.Г., Ефремович В.А. Наглядная топология. М.: Наука, 1982. С. 11. 36 См. Gill J., Gainous J. Why Does Voting Get so Complicated? A Review of Theories for Analyzing Democratic Participation // Statistical Science. Vol. 17. 2002. № 4 (Voting and Elections); Farquharson R. Theory of Voting. Yale Univ. Press, 1969. 37 См.: Bordley R. A Pragmatic Method for Evaluating Election Systems Through Simulation // American Political Science Review. № 77; Carter C. Admissible and Sincere Strategies Under Approval Voting // Public Choice. 1990. № 64; Hoffman D. A Model for Strategic Voting // SIAM Journal of Applied Mathematics. 1982. № 42; Merrill S. Making Multicandidate Elections More Democratic. Princeton: Princeton Univ. Press, 1988; Fiorina M. Retrospectiv Voting in American National Elections. Yale Univ. Press, 1981; Franklin C. Eschewing obfuscation? Campaigns and the Perception of U.S. Senate Incumbents // American Political Science Review. 1991. № 85; Sheplse K. The Strategy of Ambiguity: Uncertainty and Electoral Competition // American Political Science Review. 1972. № 66; Hinich M. and Munger M. Ideology and the Theory of Political Choice. Univ. Michigan Press, Ann Arbor, 1994; Coughlin P. Pareto Optimality of Policy Proposals with Probabilistic Voting // Public Choice. 1982. № 39; Coughlin P. Probabilistic Voting Theory. Cambridge Univ. Press, 1992; Ordershook P. Game Theory and Political Theory. Cambridge Univ. Press, 1986; Burden B. Deterministic and Probabilistic Voting models // American Journal of Political Science. 1977. № 41. 38 Granberg D. and Brown T. The Perception of Ideological Distance // The Western Political Quarterly. 1992. № 45. 39 Berelson B., Lazarsfeld P. and McPhee W. Voting: A Study of Opinion Formation in a President Campaign. Chicago: University of Chicago Press, 1954; Sherrod D. Selective Perception of Political Candidates // Public Opinion Quarterly. 1972. № 35; Kinder D. Political Person Perception: The Asymmetrical Influence of Sentiment and Choice and Choice on Perceptions of Presidential Candidates // Journal of Personality and Social Psychology. 1978. № 36; King M. Assimilation and Contrast of Presidential Candidates Issue Positions // Public Opinion Quarterly. 1978. № 41; Conover P. and Feldman S. Projection and the Perception of Candidates Issue Positions // Western Public Quarterly. 1982. № 35; Martinez M. Political Involvement and the Projection Process // Political Behavior. 1988. № 10; Whittaker J. Perception and Judgment in the Political Extremist // Journal of Communication. 1976. № 17; Granberg, D. Social Judgment Theory // Communications Yaerbook. Vol. 6. 1982. 40 Sherman R. and Ross L. Liberalism-Conservatism and Dimensional Salience in the Perception of Political Figures // Journal of Personality and Social Psychology. 1972. № 33.

311

41 Ottati V., Fishbein M. and Middlestadt S. Determinants of Voters’ Beliefs about the Candidate Stands on the Issues: The Role of Evaluative Bias Heuristics and the Candidates’ Expressed Message // Journal of Personality and Social Psychology. 1988. № 55. 42 По этой проблеме в целом см. также: McGraph J. and McGraph M. Effects of Partisanship on Perceptions of Political Figures // Public Opinion Quarterly. 1962. № 26; Nimmo D. and Savage R. Candidates and their Images: Concepts, Methods, and Findings // Pacific Palisades. 1976; Sigel R. Effect of Partisanship on the Perception of Political Candidates // Public Opinion Quarterly. 1964. № 28. 43 Sherif M. and Hovland C. Social Judgment: Assimilation and Contrast Effects in Communication and Attitude Change. New Heaven: Yale Univ. Press, 1961. 44 Подробнее см.: Heider F. Attitudes and Cognitive Organization // Journal of Psychology. 1946. № 21; Heider F. The Psychology of Interpersonal Relations. N.Y.: Wiley, 1958; Хекхаузен Х. Мотивация и деятельность. Т. 1. М.: Педагогика, 1986. 45 Дисперсионный анализ (ANOVA) служит для проверки гипотезы о статистической значимости различий между средними величинами в нескольких группах наблюдений. 46 Granberg D. and Brown T. The Perception of Ideological Distance // The Western Political Quarterly. 1992. № 45. P. 733–734. 47 Quinn K. and Martin A. An Integrated Computational Model of Multiparty Electoral Competition // Statistical Science. Vol. 17. 2002. № 4. 48 По этому поводу см. также: Laver M. and Sheplse K. Making and Breaking Governments: Cabinets and Legislatures in Parliamentary Democracies. Cambridge Univ. Press, 1996. 49 Sartory G. Parties and Party Systems: A Framework for Analysis. Vol. 1. Cambridge, 1976. P. 44. 50 Или большинство мест в парламенте, что не всегда одно и то же. По этому поводу см., напр.: Norris P. Electoral Engineering. Voting Rules and Political Behavior. Cambridge University Press, 2004. P. 88–93. 51 Dalton R. Political Parties and Political Representation: Party Supporters and Party Elites in Nine Nations // Comparative Political Studies. 1985. № 18; Iversen T. Political Leadership and Representation in West European Democracies: A Test of Three Models of Voting // American Journal of Political Science. 1994. № 38; Rabinowitz G., MacDonald S. and Listhaug O. New Players in an Old Game: Party Strategies in Multiparty System // Comparative Political Studies. 1991. № 24. 52 Nash J. Equilibrium points in n-person games // Proceedings of the National Academy of Science of the U.S.A. 1950. № 36. 53 Lasarsfeld P., Berelson B., Guadet H. The people’s choice. How Voter makes up his mind in a Presidential Campaign. N.Y.; L., 1969. P. 148. См. также: Голосов Г. Поведение избирателей в России: теоретические перспективы и результаты региональных выборов // Полис. 1997. № 4. 54 Lipset S.M., Rokkan S. 1990. Cleavage Structures, Party System, and Voter Alignments // Mair P. (ed.) The West European Party System. Oxford. 55 В отечественной политологической литературе существует дискуссия по поводу корректного перевод термина cleavage. Часть исследователей считает наиболее адекватным термин «раскол»; другая часть — термин «размежевание» («раскол» более точно переводится термином «split»). Не считая данный вопрос принципиальным, мы будем использовать понятия «раскол» и «размежевание» как равноценные. 56 Попова Е. Проблемные измерения электоральной политики в России: губернаторские выборы в сравнительной перспективе // Полис. 2001. № 3. 57 Römmele А. Cleavage structure and party systems in East and Central Europe // Cleavages, parties, and voters: Studies from Bulgaria, the Czech Republic, Hungary, Poland, and Romania. Westport: CT, 1999. 58 См. Данилов А.В. Влияние ценностных расколов на электоральное поведение. Дис… канд. полит. наук. СПб, 2006. 59 Römmele А. Cleavage structure and party systems in East and Central Europe // Cleavages, parties, and voters: Studies from Bulgaria, the Czech Republic, Hungary, Poland, and Romania. Westport: CT, 1999. P. 7. 60 См. Rabinowitz G. and MacDonald S. A Directional Theory of Issue Voting // American Political Science Review. 1989. № 83; Rabinowitz G., MacDonald S. and Listhaug O. New Players in an Old Game: Party Strategies in Multiparty System // Comparative Political Studies. 1991. № 24; List-

312

haug O., MacDonald, S. and Rabinowitz G. A Comparative Spatial Analysis of European Party Systems // Scandinavian Political Studies. 1990. № 13; MacDonald S., Listhaug O. and Rabinowitz G.. Issue and Party Support in Multiparty Systems // The American Political Science Review. Vol. 85. 1991. № 4. 61 Впервые такая формула, трансформирующая ожидания и оценки в определенное отношение (дистанцию) была применена в психологии Фишбэйном (Fishbein, M. An Investigation of the Relationships between Beliefs about an Object and the Attitude toward that Object // Human Relations. 1963. № 16). Затем Рейнолдс в 1974 г. адаптировал модель Фишбэйна для решения задач пространственного моделирования электорального процесса (Reynolds H. Rationality and Attitudes Toward Political Parties and Candidates // The Journal of Politics. 1974. № 37). Его можно считать одним из «соавторов» теории направлений. 62 См. работу MacDonald S., Listhaug O. and Rabinowitz G. Issue and Party Support in Multiparty Systems // The American Political Science Review. Vol. 85. 1991. № 4. 63 McDonald S., Listhaug O. and Rabinowitz G. Issue and Party Support in Multiparty Systems // The American Political Science Review. Vol. 85. 1991. № 4. P. 1125–1126. 64 Merrill S. Making Multicandidate Elections More Democratic. Princeton. Princeton Univ. Press, 1988; Merrill S. Discriminating between the Directional and Proximity Spatial Models of Electoral Competition. Submitted to Electoral Studies. 1988; Merrill S. Voting Behavior Under the Directional Spatial Model of Electoral Competition // Public Choice. 1993. № 77; Merrill S. A Probabilistic Model for the Spatial Distribution of Party Support in Multiparty Electorates // Journal of the American Statistical Association. Vol. 89. 1994. № 428. 65 Platt G., Poole K. and Rosenthal H. Directional and Euclidean Theories of Voting Behavior: A Legislative Comparison // Legislative Studies Quarterly. 1992. № 17. 66 Sartory G. Parties and Party Systems: A Framework for Analysis. Vol. 1. Cambridge, 1976. P. 44. 67 Green D., Shapiro I. Pathologies of Rational Choice Theory. Yale University Press, 1994. 68 Попытки создать пространственную модель российского электорального процесса предпринимались (см. Myagkov M. and Ordershook P. The Spatial Character of Russia’s Transition to Democracy // Public Choice. 1999. № 97), однако они относятся к периоду до 1999 г., когда ключевые альтернативы политического выбора были значительно яснее. 69 Hinich M. Khmelko V. and Ordeshook P. Spatial Analysis of Ukraine`s 1998 Parliamentary Elections. 2003 / http://www.electoralgeography.com/articles/spacialanalysis.htm 70 Новейшая философская энциклопедия. М: Мысль, 2002. Т. 3. С. 647. 71 Стандартное отклонение представляет собой квадратный корень из суммы квадратов отклонений всех измеренных значений от их среднеарифметического значения, деленной на количество элементов совокупности: = [ (xi-µ)2/N]1/2 72 Следует учитывать, что наряду с кандидатами от республиканцев и демократов в выборах участвовал независимый кандидат; в противном случае коэффициент корреляции составил бы –1. 73 Президентские выборы 2004 г. были рассмотрены выше. 74 Матрицы сопряженности являются наиболее простым и распространенным способом выявления связи между категориальными (неметрическими) переменными. Таблицы сопряженности показывают, сколько случаев относится одновременно и к определенной категории переменной А, и к определенной категории переменной В. Подробнее см.: Ахременко А.С. Политический анализ и прогнозирование: учебное пособие. М.: Гардарики, 2006. С. 113–122. 75 Более подробно с использованием факторного анализа в исследовании парламентских голосований можно ознакомиться в работе: Сатаров Г.А. Российские съезды // Российский монитор. 1992–93. № 1–3. 76 Дисперсия представляет собой сумму квадратов отклонений всех измеренных значений от их среднеарифметического значения, деленную на количество элементов совокупности. Дисперсию можно представить как квадрат стандартного отклонения: ²= (xi-µ)²/N, где µ — среднее, N — число случаев. 77 Чтобы стандартизировать данный показатель, его следует разделить на общее число исходных переменных (объектов электорального выбора). 313

78 Более подробно по данной теме см.: Ахременко А.С. Структурирование электорального пространства в российских регионах: факторный анализ парламентских выборов 1995– 2003 гг. // Полис. 2005. № 2. 79 Здесь и далее числа округляются до второго знака после запятой. 80 Подробнее по дисперсионному анализу см.: Ахременко А.С. Политический анализ и прогнозирование: учебное пособие. М.: Гардарики, 2006. 81 Подробнее см.: Ахременко А.С. Электоральное участие и абсентеизм в российских регионах: закономерности и тенденции. Вестник Московского университета. Сер. 12. Политические науки. 2005. № 3. 82 Campbell A., Converse P., Miller W., Stokes D. The American voter. N.Y., 1960. Из российских авторов о модели «воронки причинности» писали Е.Ю. Мелешкина (Е.Ю. Мелешкина. Воронка причинности в электоральных исследованиях // Полис. 2002. № 5; Е.Ю. Мелешкина. Российский избиратель: установки и выбор // Первый электоральный цикл в России. М.: Весь мир, 2000) и А.Ю. Мельвиль (А.Ю. Мельвиль. Методология «воронки причинности» как промежуточный синтез «структуры и агента» в анализе демократических транзитов // Полис. 2002. № 5). 83 Мелешкина Е.Ю. Воронка причинности в электоральных исследованиях // Полис. 2002. № 5. 84 Мелешкина Е.Ю. Воронка причинности в электоральных исследованиях // Полис. 2002. № 5. 85 Oppenhuis E. Voting behavior in Europe: A comparative analysis of electoral participation and party choice. Amsterdam: Het Spinhuis, 1995. См. также: Мелешкина Е.Ю. Концепция социально-политических размежеваний: проблема универсальности // Политическая наука. 2004. № 4. 86 «Мы определяем “дефектную демократию” как систему господства, в которой доступ к власти регулируется посредством значимого и действенного универсального “выборного режима” (свободных, тайных, равных и всеобщих выборов), но при этом отсутствуют прочные гарантии базовых политических и гражданских прав и свобод, а горизонтальный властный контроль и эффективность демократически легитимной власти серьезно ограничены». Меркель В., Круассан А. Формальные и неформальные институты в дефектных демократиях // Полис. 2002. № 1. 87 Липсет С., Роккан С. Структуры размежеваний, партийные системы и предпочтения избирателей. Предварительные замечания // Политическая наука. 2004. № 4. С. 210. 88 Липсет С., Роккан С. Структуры размежеваний, партийные системы и предпочтения избирателей. Предварительные замечания // Политическая наука. 2004. № 4. С. 210. 89 Липсет С.М. Неизбывность политических партий // Политическая наука 2006. № 1. 90 Анисимов А.А. Возможность моделирования партийной системы (на примере теории С. Роккана) // Власть и элиты современной России / Под ред. А.В. Дуки. СПб., 2003. С. 362. 91 Neto О. Electoral institutions, cleavage structures and the number of parties // American journal of political science. 1997. № 1. 92 Przeworski A. and Sprague J. A History of Western European Socialism. Paper presented to the Annual Meeting of the American Political Science Association. Washington: D.C., 1977. 93 Lane J.-E. and Ersson S. Politics and Society in Western Europe. 3rd ed. London; Thousand Oaks; New Delhi: Sage, 1994. 94 Кац Р., Мэир П. Изменение моделей партийной организации и партийной демократии: Возникновение картельных партий // Политическая наука. 2006. № 1. 95 Pennings P., Lane J.-E. Introduction // Comparing party system change. L.; N.Y., 1997. P. 15. 96 Pennings P., Lane J.-E. Introduction // Comparing party system change. L.; N.Y., 1997. P. 15. 97 Кулик А. Парадокс «заката» политических партий на Западе и его проекция на российскую многопартийность. Политическая наука. 2006. № 1. 98 Кулик А. Парадокс «заката» политических партий на Западе и его проекция на российскую многопартийность. Политическая наука. 2006. № 1. 99 Полный вариант таблицы см.: Кац Р., Мэир П. Изменение моделей партийной организации и партийной демократии: Возникновение картельных партий // Политическая наука. 2006. № 1. 100 Сравнение изменений партийных систем. Comparing party system change / Ed. by Pennings P., Lane J.-E. L.; N-Y.: Rourtledge, 1998 // Политическая наука. 2006. № 1. 101 Липсет С.М. Неизбывность политических партий // Политическая наука. 2006. № 1.

314

102 В этой связи вспоминаются слова Пьера Бурдье: «Построение теории социального пространства предполагает серию разрывов с марксистской теорией. Первый разрыв — с тенденцией акцентировать субстанцию, то есть реальные группы, в попытке определить их по численности, членам, границам и т. п. в ущерб отношениям, а также — с интеллектуалистской иллюзией, которая приводит к тому, что теоретический, сконструированный ученым класс рассматривается как реальный класс, как реально действующая группа людей» (Бурдье П. Социология политики. М.: Socio-Logos, 1993. С. 53) 103 Lasarsfeld P., Berelson B., Guadet H. The people’s choice. How Voter makes up his mind in a Presidential Campaign. N.Y.; L., 1969. 104 Bell D. The Coming of Post-Industrial Society. New York: Basic Books, 1973. 105 Inglehart R. The Silent Revolution: Changing Values and Political Styles Among Western Publics. Princeton: Princeton University Press, 1977. 106 Dalton R. Citizen politics. Public opinion and political parties in advanced industrial democracies. N.Y., L.: Chatham house, 2000. 107 Кулик А. Парадокс «заката» политических партий на Западе и его проекция на российскую многопартийность // Политическая наука. 2006. № 1. 108 Анисимов А.А. Возможность моделирования партийной системы (на примере теории С. Роккана) // Власть и элиты современной России. Под ред. А.В. Дуки. СПб., 2003. С. 388. 109 См.: Деттербек К. Картельные партии в Западной Европе? // Политическая наука. 2006. № 1. 110 Данилов А.В. Влияние ценностных расколов на электоральное поведение. Дис… канд. полит. наук. СПб., 2006. С. 57. 111 Липсет С.М. Неизбывность политических партий // Политическая наука. 2006. № 1. 112 Norris P. Electoral Engineering. Voting Rules and Political Behavior. Cambridge University Press, 2004. 113 Norris P. Electoral Engineering. Voting Rules and Political Behavior. Cambridge University Press, 2004. 114 См.: Гельман В.Я. Демократизация, структурный плюрализм и неустойчивый бицентризм: Волгоградская область // Полис. 2000. № 2. 115 Реммеле А. Структура размежеваний и партийные системы в восточной и центральной Европе // Политическая наука. 2004. № 4. 116 Sartori G. Sociology of parties: A critical review // The West European party system / Ed. by Mair P. Oxford, 1990. 117 Rokkan, S. Toward a Generalized Concept of Verzuilling: A Preliminary Note // Political Studies. Vol. 25. 1977. № 4. 118 Мелешкина Е.Ю. Концепция социально-политических размежеваний: проблема универсальности // Политическая наука. 2004. № 4. С. 16. 119 Положительный коэффициент отражает связь с правой ориентацией. 120 Гельман В.Я. Политическая оппозиция в России: вымирающий вид? // Полис. 2004. № 4. 121 Мелешкина Е.Ю. Концепция социально-политических размежеваний: проблема универсальности // Политическая наука. 2004. № 4. С. 16. 122 Патрушев С.В. Институционализм в политической науке: этапы, течения, идеи, проблемы // Политическая наука. 2001. № 2. С. 152. 123 Норт Д. Институты, институциональные изменения и функционирование экономики. М., 1997. 124 Shepsle K. Institutional Equilibrium and Equilibrium Institutions // Weisberg H. (ed.) Political Science: The Science of Politics. N.Y., 1986. 125 Панов П.В. Изменение электоральных институтов в России: кроссрегиональный сравнительный анализ // Полис. 2004. № 6. 126 Политические отношения и политический процесс в современной России. Учебное пособие. М., 2003. С. 272. 127 Важным параметром избирательной системы является процедура перевода голосов в депутатские мандаты. Например, в России используется т. н. «естественная квота Хэра». Согласно этой методике, сначала общее число голосов делится на количество мандатов, подлежащих замещению по общефедеральному округу. Полученный результат составляет первое избирательное частное, на которое делится число голосов, полученной каждой из партий, принимавшей участие

315

в выборах. Целая часть числа, полученного в результате второго деления (второе избирательное частное), равняется количеству мандатов, причитающихся партии. Однако при изучении электорального пространства значение способа перевода голосов в места не столь велико. 128 Дюверже М. Политические партии. М.: Академический проект, 2000. С. 300. 129 Moser R. Elite Partisanship as an Intervening Variable in Russian Politics // Comparative Politics. Vol. 31. 1999. № 2. P. 59. 130 Выше описаны «механические эффекты» избирательных систем, но Дюверже выделял также «психологический эффект»: «При трехпартийности, функционирующей при мажоритарном режиме в один тур, избиратели быстро понимают, что их голоса будут попросту потеряны, если они продолжат отдавать их третьей партии: отсюда естественная тенденция передать их не самому худшему из соперников, с тем чтобы предотвратить успех наиболее нежелательного». 131 Lijphart A. Electoral Systems and Party Systems: A Study of Twenty-Seven Democracies, 1945–1990. New York: Oxford University Press, 1994. 132 Laakso M. and Taagepera R. Effective number of parties: a measure with application to Western Europe // Comparative Political Studies. 1979. № 12. 133 При всей своей простоте и наглядности данный показатель обладает одним серьезным недостатком — он не принимает во внимание различия между типами партийных систем. Так, при процентном распределении голосов 70 %, 5 %, 5 %, 5 %, 5 %, 5 %, 5 % и 51 %, 49 % эффективное число партий будет примерно одинаковым: 1,98 и 2,00, соответственно. Это происходит потому, что в некоторых случаях N приписывает крупной партии значение больше единицы, тем самым завышая истинное число влиятельных партий. См.: Лихтенштейн А.В., Яргомская Н.Б. Эквилибриум Дюверже в условиях ограниченной конкуренции: думские выборы 2003 г. // Полис. 2005. № 1. 134 Katz R. Democracy and Elections. Oxford: Oxford University Press, 1997. 135 Norris P. Electoral Engineering. Voting Rules and Political Behavior. Cambridge University Press, 2004. P. 84–88. 136 Lijphart А. Democracies. Patterns of Majoritarian and Consensus Government in Twenty-One Countries. New Haven and London, 1984. P. 155. 137 Taagepera R., Shugart M.S. Seats and Votes. The Effects and Determinants of Electoral Systems. New Haven and London, 1989. P. 19. 138 Lijphart A. Electoral Systems and Party Systems: A Study of Twenty-Seven Democracies, 1945–1990. New York: Oxford University Press, 1994. P. 12. 139 Taagepera R., Shugart M.S. Seats and Votes. The Effects and Determinants of Electoral Systems. New Haven and London, 1989. 140 См.: Norris P. Electoral Engineering. Voting Rules and Political Behavior. Cambridge University Press, 2004. См. также: Przeworski A. and Sprague J. Paper Stones: a History of Electoral Socialism. Chicago, 1986; Kitschelt H. The Transformation of European Social Democracy. Cambridge Univ. Press, 1994. 141 Taagepera R., Shugart M.S. Seats and Votes. The Effects and Determinants of Electoral Systems. New Haven and London, 1989. P. 62. 142 Taagepera R., Shugart M.S. Seats and Votes. The Effects and Determinants of Electoral Systems. New Haven and London, 1989. P. 66. 143 Dahl R. Patterns of Opposition // Dahl R. (ed.) Political Oppositions in Western Democracies. New Haven; L., 1966. 144 Smith G. Party and Protest: The Two Faces of Opposition in Western Europe // Kolinsky E. (ed.) Opposition in Western Europe. L.; Sydney, 1987. 145 Linz J. Opposition to and under an Authoritarian Regime: The Case of Spain // Dahl R. (ed.) Regimes and Oppositions. New Haven; L., 1973. 146 Гельман В.Я. Политическая оппозиция в России: вымирающий вид? // Полис. 2004. № 4. 147 Kirchheimer O. Germany: The Vanishing of Opposition // Dahl R. (ed.) Political Oppositions in Western Democracies. New Haven; L., 1966. 148 Higley J., Bayulgen O., George J. Political Elite Integration and Differentiation in Russia // Steen A., Gel’man V. (eds.) Elites and Democratic Development in Russia. L.; N.Y. 2003. 149 Гельман В.Я. Политическая оппозиция в России: вымирающий вид? // Полис. 2004. № 4. 316

150

Так, не во всех выборах принимала участие Чеченская республика. Источником данных являются сборники Федеральной службы государственной статистики РФ «Регионы России: социально-экономические показатели» за соответствующие годы. Переменные, помеченные знаком «*», сформированы на основе данных Всероссийской переписи населения 2002 г. Данные, отмеченные знаком «º», имеются только за последние годы. 152 Коэффициент Джини (индекс концентрации доходов) характеризует степень отклонения линии фактического распределения общего объема доходов от линии их равномерного распределения. Величина коэффициента может варьироваться от 0 до 1, при этом, чем выше значение показателя, тем более неравномерно распределены доходы в обществе. 153 Под «современным» в здесь и далее будет пониматься «соответствующий реалиям федеральных выборов 2004 г.» 154 Подробнее см.: Голосов Г.В. Происхождение современных российских политических партий, 1987–1993 // Первый электоральный цикл в России. М.: Весь мир, 2000. 155 Считается, что распределение близко к нормальному при z ≥0,05. 156 Наибольшая доля русских характерна для Вологодской, Тамбовской, Брянской, Курской, Липецкой, Костромской, Орловской, Тульской и Ярославской областей. Наименьшая — для Ингушетии, Чечни, Дагестана, Тувы, Северной Осетии, Кабардино-Балкарии, Чувашии, Калмыкии, Карачаево-Черкесии. 157 Голосов Г.В. Политические партии и электоральная политика в 1993–1995 гг. // Первый электоральный цикл в России. М.: Весь мир, 2000. 158 Колосов В., Туровский Р. Партии в регионах России: география голосования, результаты и возможности // Sapere Aude. 1995. № 2. С. 128. 159 Голосов Г.В. Политические партии и электоральная политика в 1993–1995 гг. // Первый электоральный цикл в России. М.: Весь мир, 2000. С. 112. 160 Голосов Г.В. Происхождение современных российских политических партий, 1987–1993 // Первый электоральный цикл в России. М.: Весь мир, 2000. С. 98. 161 Голосов Г.В. Политические партии и электоральная политика в 1993–1995 гг. // Первый электоральный цикл в России. М.: Весь мир, 2000. С. 108. 162 Обзор трактовок понятия «партия власти» см.: Лихтенштейн А. Институциональные условия возникновения и функционирования «партий власти» в России и Украине: сравнительный анализ. М., 2003. 163 Хенкин С. Партия власти: штрихи к портрету // Полития. 1997. № 1. С. 134. 164 Глебова И. Партия Власти // Полис. 2004. № 2. 165 Голосов Г., Лихтенштейн А. Партии власти и российский институциональный дизайн: теоретический анализ // Полис. 2001. № 1. 166 Голосов Г., Лихтенштейн А. Партии власти и российский институциональный дизайн: теоретический анализ // Полис. 2001. № 1. 167 Глебова И. Партия Власти // Полис. 2004. № 2. 168 См.: Кувалдин В.Б., Малютин М.В. От «электоральной пирамиды» к «партии власти» // Полис. 2004 г. № 1. 169 Chugrov S. Regional Electoral Behavior and Russian Nationalism // The Office of Information and Press, Democratic Institutions Fellowship Programme, NATO Final Report, June 1997. 170 Голосов Г.В. Политические партии и электоральная политика в 1993–1995 гг. // Первый электоральный цикл в России. М.: Весь мир, 2000. С. 123. 171 Голосов Г.В. Политические партии и электоральная политика в 1993–1995 гг. // Первый электоральный цикл в России. М.: Весь мир, 2000. 172 Хенкин С. Партия власти: штрихи к портрету // Полития. 1997. № 1. 173 Несмотря на то, что позиция «против всех» немного не добрала до 3 %, мы оставляем ее как важную для сравнительного исследования. 174 По сравнению с результатами регрессионного анализа выборов 1993 г. знаки коэффициентов поменялись на противоположные. Это следствие того, что при проведении факторного анализа данных 1995 г. ортогональное преобразование привело к иному факторному отображению (например, в 1993 г. КПРФ имела отрицательные нагрузки по первой факторной переменной, в 1995 г. — положительные). Никаких содержательных следствий изменение знаков коэффициентов не несет. 151

317

175 Высокий уровень рождаемости характерен для национальных республик и автономных округов. В последнем случае это обусловлено не столько культурной традицией, сколько большей долей молодого населения и бóльшими материальными возможностями (для сырьевых территорий) для обзаведения потомством. Так, среди российских лидеров по этому показателю Чечня, Ингушетия, Дагестан, Тыва, Республика Алтай, Бурятия, Ямало-Ненецкий, Ханты-Мансийский, Таймырский АО, Якутия и др. Среди отстающих регионы Европейской части России: центр, северо-запад и Поволжье. Это Тульская, Ленинградская, Рязанская, Воронежская, Пензенская, Тамбовская, Смоленская области, Москва и Санкт-Петербург, Мордовия и др. 176 Chugrov S. Regional Electoral Behavior and Russian Nationalism // The Office of Information and Press, Democratic Institutions Fellowship Programme, NATO Final Report, June 1997. 177 Аврамова Е. Влияние социально-экономических факторов на политическое сознание // Российское общество: становление демократических ценностей? М.: Гендальф, 1999. С. 37–38. 178 Примечательно, что ДВР занимает как бы «промежуточное» положение между полюсами первого и второго факторов. Это отражает амбивалентность восприятия этой партии: с одной стороны, как «партии власти», с другой — как правой партии. 179 Макаренко Б. Институты власти и российский избиратель — взаимовлияние через выборы // Российское общество: становление демократических ценностей? М.: Гендальф, 1999. С. 151. 180 Макаренко Б. Институты власти и российский избиратель — взаимовлияние через выборы // Российское общество: становление демократических ценностей? М.: Гендальф, 1999. С. 151 181 Это был вынужденный шаг, так как Центральная избирательная комиссия отказалась регистрировать список ЛДПР. 182 Бызов Л. Становление новой политической идентичности в постсоветской России: эволюция социально-политических ориентаций и общественного запроса // Российское общество: становление демократических ценностей? М.: Гендальф, 1999. 183 Авдонин В.C. О факторах структурирования электорального пространства в текущем электоральном цикле. Структура и динамика российского электорального пространства // Полис. 2000 г. № 2. С. 94. 184 Новинская М.И. К проблеме структурирования электорального пространства. Структура и динамика российского электорального пространства» // Полис. 2000. № 2. 185 Бызов Л. Становление новой политической идентичности в постсоветской России: эволюция социально-политических ориентаций и общественного запроса // Российское общество: становление демократических ценностей? М.: Гендальф, 1999. С. 84. 186 Гудков Л., Дубин Б. Российские выборы: время «серых» // Мониторинг общественного мнения: экономические и социальные перемены. 2000. № 2. 187 Авдонин В.C. О факторах структурирования электорального пространства в текущем электоральном цикле. Структура и динамика российского электорального пространства // Полис. 2000 г. № 2. С. 94. 188 Гельман В.Я. Второй электоральный цикл и трансформация политического режима в России // Второй электоральный цикл в России. 1999–2000 гг. М.: Весь мир, 2002. 189 Gel’man V. Russia’s Elites in Search of Consensus: What Kind of Consolidation? // Steen A., Gel’man V. (eds.) Elites and Democratic Development in Russia. L.; N.Y., 2003. 190 Гельман В.Я. Политическая оппозиция в России: вымирающий вид? // Полис. 2004. № 4. 191 Гельман В.Я. Политическая оппозиция в России: вымирающий вид? // Полис. 2004. № 4. 192 Макаренко Б.И. Парламентские выборы 2003 г. как проявление кризиса партийной системы // Полис. 2004. № 1. 193 Мелешкина Е.Ю. Доминирование по-русски или мировой феномен? // Политическая наука. 2006. № 1. 194 См.: http://www.levada.ru/press/2003122500.html 195 Макаренко Б.И. Парламентские выборы 2003 г. как проявление кризиса партийной системы // Полис. 2004. № 1. 196 Холодковский К.Г. Бюрократическая Дума // Полис. 2004. № 1. 197 Кувалдин В.Б., Малютин М.В. От «электоральной пирамиды» к «партии власти» // Полис. 2004 г. № 1. 198 Интересный факт, отражающий рост конформистских настроений, приводит И. Глебова. Во время социологического опроса, проводившегося ВЦИОМ 13–16 ноября 2003 г., 12 % рес-

318

пондентов объявили, что наиболее интересными на теледебатах им показались выступления представителей «Единой России» (которые в дебатах не участвовали). Любопытно, что ни один из реальных участников этих дебатов не получил столь высокой поддержки. Глебова И. Партия власти // Полис. 2004. № 2. 199 См.: Лапкин В.В., Пантин В.И. Русский порядок // Полис. 1997. № 3; Лапкин В.В. Трансформация политических ценностей российских избирателей // Политическая наука. Динамика политического сознания и поведения. Сборник научных трудов ИНИОН РАН. 2002. № 2; Здравомыслов А. Национальное самосознание россиян // Мониторинг общественного мнения: экономические и социальные перемены. 2002. № 2. 200 Семененко И.С. Культурные факторы и механизмы формирования российской национально-цивилизационной идентичности на рубеже XXI в. // Полис. 2004. № 1. 201 Кулик А. Парадокс «заката» политических партий на Западе и его проекция на российскую многопартийность // Политическая наука. 2006. № 1. 202 Левинтова Е. Политический дискурс в постсоветской России (1992–2001 гг.) // Мониторинг общественного мнения: экономические и социальные перемены. 2002. № 2. 203 Соловьев А.И. Электоральный дефолт и деинституционализация политического рынка // Полис. 2004. № 1. 204 Гаман-Голутвина О.В. Российские партии на выборах: картель «хватай-всех» // Полис. 2004. № 1 205 Клямкин И.М. Постмодерн в традиционалистском пространстве // Полис. 2004. № 1. 206 Кулик А. Парадокс «заката» политических партий на Западе и его проекция на российскую многопартийность // Политическая наука. 2006. № 1. 207 Клямкин И.М. Постмодерн в традиционалистском пространстве // Полис. 2004. № 1. 208 Макаренко Б.И. Парламентские выборы 2003 г. как проявление кризиса партийной системы // Полис. 2004. № 1. 209 Бызов Л. Становление новой политической идентичности в постсоветской России: эволюция социально-политических ориентаций и общественного запроса // Российское общество: становление демократических ценностей? М.: Гендальф, 1999. С. 80. 210 Звоновский В.Б. «Электоральный транзит»: к двум странам в границах одной? // Полис. 2004. № 3. 211 Подробнее по проблемам распределения электоральной активности по регионам России см.: Ахременко А.С. Электоральное участие и абсентеизм в российских регионах: закономерности и тенденции // Вестник Московского университета. Сер. 12. Политические науки. 2005 г. № 3. 212 В отечественных электоральных исследованиях применялся, в частности, Б. Овчинниковым. См.: Овчинников Б. Электоральная эволюция: пространство регионов и пространство партий в 1995 и 1999 г. // Полис. 2000 г. № 2. 213 Подробнее о географии и закономерностях голосования «против всех» см.: Ахременко А.С. Голосование «против всех» в 1995–2003 гг.: результаты эмпирического исследования // Вестник Московского университета. Сер. 12. Политические науки. 2004 г. № 6. 214 14 марта 2004 г. — в Народное Собрание Карачаево-Черкесии, Государственный Совет Татарстана, Алтайский краевой Совет народных депутатов, Архангельское областное Собрание депутатов и Дума Усть-Ордынского автономного округа; осенью 2004 г. в законодательные собрания Тульской области, республики Марий Эл, Иркутской, Сахалинской, Читинской, Калужской, Курганской областей; в декабре 2004 года — в Брянской и Архангельской областях, Корякском автономном округе и в Республике Хакасия; в январе-мае 2005 года — в Таймырском, Ненецком и Ямало-Ненецком автономных округах, во Владимирской, Воронежской, Рязанской, Амурской, Магаданской областях; в октябре и декабре 2005 года — в Белгородской, Костромской, Новосибирской, Тверской областях, в Агинском (Бурятском) автономном округе, в Москве и Хабаровском крае. 215 В Москве позиция «против всех» не была включена в избирательный бюллетень. 216 Модой, или модальным значением, в статистике называют наиболее часто встречающееся значение. 217 Более полный отчет об этом исследовании см.: Ахременко А.С. Структурирование электорального пространства в российских регионах: факторный анализ парламентских выборов 1995–2003 гг. // Полис. 2005. № 2. 319

218

Здесь и далее: по данным Центральной избирательной комиссии РФ. Глубоцкий А. Иркутская дуга // Политический журнал. 2004. № 42. См.: В ЗакСобрании Калужской области будет 3 депутата от «Яблока» / http://www.regnum.ru/ news/360039.html 221 Кынев А.В. Выборы Думы Корякского округа 19 декабря 2004: электоральные эксперименты на фоне тотального кризиса системы ЖКХ / http://www.indem.ru/idd2000/anal/Kinev/ KinevKor1204.htm 222 Тирмастэ М.-Л. Генерал Шпак позволил себе лишнего // Коммерсантъ. 15 февраля 2005. 223 Распределение поддержки этого блока не позволило включить его в факторный анализ. 224 Петров И. Амурские выборы разрушили многие стереотипы // Амурская правда. 26 апреля 2005. № 83. 225 Эффективность административного ресурса в Москве обусловлена во многом тем, что незначительная часть избирателей, которые вообще приходят на выборы депутатов МГД (около 20–25%), представлены в основном теми категориями граждан, которые так или иначе подвержены влиянию московских муниципальных и городских структур: пенсионеры, инвалиды, сотрудники бюджетной сферы и т. д. 226 Полностью данный материал опубликован: Ахременко А.С. Электоральные различия регионов России как предмет статистического анализа // Современные политические процессы. Вып. 4. Избирательное право и избирательный процесс в Российской Федерации. Тамбов, 2006. 227 В общем случае исключается Чеченская республика, не принимавшая участия в выборах 1993 и 1999 гг. Она будет проанализирована отдельно на меньшем массиве данных. 228 Подобные вычисления можно быстро произвести с помощью профессиональных статистических программ (Statistica, SPSS и др.). 229 В принципе, возможен иной подход: модули факторных значений для каждого региона умножаются на весовые коэффициенты, в качестве которых выступают собственные значения факторных переменных, а затем суммируются. 230 При анализе результатов выборов с исключением парламентских кампаний 1993 и 1999 годов Чеченская республика входит в группу регионов высокой уникальности голосования — 82 ранговая позиция. 219 220

320