Antipetismo: Teorias e hipóteses

O grande número de partidos, o baixo nível de confiança nas instituições políticas e a fraca institucionalização do sistema partidário criam um ambiente político desfavorável para a criação de vínculos entre partidos e eleitores no Brasil (Hagopian e Mainwaring Reference Hagopian and Mainwaring2005; Lupu e Riedl Reference Lupu2013; De Melo Reference Vaz De Melo2015). O PT é uma notável exceção e foi capaz de angariar uma sólida base de apoio político-eleitoral (Amaral Reference Amaral2011; Speck, Braga e Costa Reference Speck and Costa2015; Bezerra Reference Bezerra2019). Nas eleições presidenciais, por exemplo, o grupo de petistas, aqueles que estão dispostos a votar no partido independentemente das circunstâncias, gira em torno de 20 por cento do eleitorado brasileiro (Samuels e Zucco Reference Samuels and Zucco2018).

No entanto, o crescimento recente dos eleitores que se assumem como antipetistas, aqueles para os quais a ideia de votar no PT é inconcebível, vem chamando a atenção dos estudiosos. O que estaria por trás da rejeição ao PT nas urnas e do sentimento de antipatia ao PT? Nesta seção, discuto as teorias que buscam explicar a rejeição ao PT e derivo as hipóteses que serão testadas neste trabalho.

A explicação dominante para a rejeição enfrentada pelos candidatos do PT nas eleições presidenciais é a corrupção de seus quadros materializada por sucessivos escândalos que ganharam o noticiário a partir de meados dos anos 2000. Neste caso, a parcela antipetista do eleitorado seria composta por eleitores decepcionados com a degeneração moral dos quadros do partido (Ribeiro, Carreirão e Borba Reference Ribeiro, Carreirão and Borba2016).

Davis e Straubhaar (Reference Davis and Straubhaar2020) argumentam que as manifestações de junho de 2013 foram um ponto de inflexão na política brasileira porque permitiram a eclosão de novos grupos de direita com pautas anticorrupção e forte sentimento antipartidário.Footnote ⁴ Na mesma direção, Telles (Reference Telles2016) assevera que as manifestações em favor da derrubada de Dilma Rousseff ajudaram a aglutinar grupos com perfil ideológico de direita unidos pela pauta anticorrupção. Formalmente, o argumento de que a corrupção explica o antipetismo pode ser reescrito na forma da seguinte hipótese:

A esta explicação baseada na corrupção se somariam os efeitos da má condução da economia. Especificamente, o mau desempenho da economia brasileira entre 2013 e 2016 teria ajudado a acelerar a adesão ao processo de impeachment, o que permitiu a concretização do processo de deposição da então presidente Dilma Rousseff (Veiga, Dutt-Ross e Martins Reference Veiga, Dutt-Ross and Martins2019). De acordo com Paiva, Krause e Lameirão (Reference Paiva and Krause2016), além de outras características como maior renda e escolaridade, o eleitor antipetista se caracterizaria como aquele que faz uma avaliação negativa da economia do país. Por isso:

Explicação alternativa atribui às classes médias a existência do antipetismo. A classe média seria um grupo constantemente atemorizado pelo risco do empobrecimento e, por isso, teria aderido ao antipetismo para frear a transferência de renda para as parcelas mais pobres da população (Souza Reference Souza2018). Couto (Reference Couto2014) elabora esse mecanismo de forma mais explícita e sugere que o antipetismo poderia ser explicado

Formalmente, esse argumento pode ser apresentado nos seguintes termos:

As teses oferecidas pela literatura para explicar o antipetismo tendem a enfatizar os possíveis efeitos de variáveis contextuais. Há, no entanto, razões para crer que o antipetismo seja também explicado fatores não conjunturais. Por exemplo, Araújo (Reference Araújo2019) argumenta que os evangélicos pentecostais seriam mais conservadores na dimensão moral na comparação com outros grupos religiosos. Por isso, os eleitores desse grupo, influenciados por lideranças eclesiásticas que atuam como cabos eleitorais, tenderiam a rejeitar o PT nas urnas por acreditar que este partido personifica uma agenda de flexibilização dos valores morais defendida pelos partidos de esquerda.

A Figura 1 ilustra o argumento sugerido pelo autor comparando as preferências em relação ao aborto de acordo com a religião dos indivíduos. Na comparação com o grupo dos indivíduos católicos (a categoria utilizada como referência),Footnote ⁵ os evangélicos pentecostais são mais propensos a rejeitar a proposição segunda a qual “o aborto é justificável quando a saúde da mãe está em perigo”.Footnote ⁶ Na média, a probabilidade de um individuo que pertence a este grupo concordar com o aborto nessa circunstância é 29 por cento menor na comparação com os respondentes católicos.

Figura 1.

Probabilidade de concordar com o aborto por grupo religioso. Elaborado a partir dos dados do LAPOP de 2019 (pesquisa de campo realizada em 2018). A unidade de análise é o indivíduo (N = 1,075). O painel A apresenta o resultado de uma regressão logística onde a variável dependente é um indicador binário que recebe o valor 1 caso o respondente concorde com a interrupção da gravidez, ou seja, um aborto, quando a saúde da mãe está em perigo, e 0 caso discorde. Os coeficientes da constante bem como das variáveis de controle referentes ao sexo, escolaridade, renda, ideologia, religiosidade, local de moradia e tamanho de município de residência do respondente foram omitidos da figura para economia de espaço. O painel B apresenta as probabilidades preditas de cada grupo religioso concordar com a interrupção da gravidez nos casos em que a saúde da mãe está em risco (N = 1,075). Neste caso, foram utilizadas as mesmas variáveis de controle das estimativas apresentados no painel A.

Interessante notar que os coeficientes referentes ao grupo dos evangélicos históricos (e.g., Batista, Calvinista, Luterano, Metodista, Presbiteriano) e daqueles filiados a outras religiões e/ou ateus não são estatisticamente significantes nos níveis convencionais (ver painel A). Substantivamente, isso significa que o suporte ao aborto entre os respondentes desses dois grupos é muito similar àquele observado entre os respondentes de filiação católica. Entre os evangélicos históricos, a probabilidade de apoio ao aborto é maior do que entre os católicos e respondentes de outras religiões ou ateus, como pode ser visto no painel B. Esses achados não corroboram a visão de senso comum segundo a qual, na dimensão moral, os evangélicos históricos seriam tão conservadores quanto os evangélicos pentecostais.Footnote ⁷ No tocante aos valores, as evidências sugerem que nenhuma religião brasileira é tão conservadora como o pentecostalismo. O antipetismo dos eleitores desse grupo expressaria, portanto, a rejeição à uma agenda de flexibilização dos costumes. Formalmente, o argumento proposto por Araújo (Reference Araújo2019) pode ser traduzido pela seguinte hipótese:

Determinantes do voto no PT nas eleições presidenciais (2002–2018)

Nesta seção, testo as hipóteses formuladas na seção anterior por meio de uma análise multivariada que permite aferir de forma concomitante a influência de diversas variáveis de nível individual sobre a rejeição ao PT nas eleições presidenciais. Para tanto, utilizo dados de quatro rodadas do LAPOP (2006, 2014, 2017 e 2019).Footnote ⁸ Diferentemente de outras pesquisas de opinião pública, o LAPOP apresenta um conjunto de perguntas que são comparáveis ao longo dos anos, reduzindo potenciais erros de mensuração. Além disso, em virtude de sua representatividade nacional, esse banco de dados permite fazer inferências sobre o voto dos eleitores brasileiros maiores de dezesseis anos.

Uma vantagem adicional do LAPOP é a possibilidade de desagregar os indivíduos evangélicos de acordo com as divisões internas desse grupo. Esse procedimento é possível porque em vez de perguntar se os entrevistados são evangélicos, os entrevistadores procedem em duas etapas. Em um primeiro momento, os entrevistados são perguntados sobre a sua religião. Para aqueles que se declaram cristãos evangélicos, em uma segunda etapa, o entrevistador fornece exemplos de nomes de denominações que ajudam o respondente a situar a sua igreja no grupo das denominações evangélicas históricas ou no grupo das igrejas pentecostais. De acordo com o censo de 2010, o dado oficial mais recente sobre a composição religiosa no Brasil, cerca de 19 por cento dos brasileiros se declaravam evangélicos pentecostais. Nas amostras do LAPOP de 2017 e 2019, por exemplo, cerca de 21 por cento dos respondentes declararam pertencer a alguma denominação evangélica pentecostal. A correspondência entre os números reforça a validade do procedimento adotado pelo LAPOP. Em geral, os entrevistados são capazes de classificar corretamente as denominações evangélicas existentes.

Dado o objetivo de estimar a probabilidade de voto no PT nas eleições presidenciais, estimo um modelo de regressão logística que segue a seguinte equação geral:

$$\begin{align*} {\rm{Voto\;no\;P}}{{\rm{T}}_{\rm{i}}}{\rm{\;}} & = {\rm{\;}}{{\rm{\unicode{x03B2} }}_0}{\rm{\;}} + {{\rm{\unicode{x03B2} }}_1}{\rm{Pentecosta}}{{\rm{l}}_{\rm{i}}}{\rm{\;}} + {\rm{\;}}{{\rm{\unicode{x03B2} }}_2}{\rm{PercepCorru}}{{\rm{p}}_{\rm{i}}}{\rm{\;}} + {\rm{\;}}{{\rm{\unicode{x03B2} }}_3}{\rm{PercepEco}}{{\rm{n}}_{\rm{i}}}{\rm{\;}}\\ &\quad + {\rm{\;}}{{\rm{\unicode{x03B2} }}_4}{\rm{ContraRedi}}{{\rm{s}}_{\rm{i}}} + {\rm{\;}}... + {\rm{\;}}{{\rm{e}}_{\rm{i}}}\end{align*}$$

Onde o subscrito i denota a unidade de análise, neste caso, o indivíduo; a variável dependente, Voto no PT_i assume um formato binário em que 1 significa que o indivíduo votou no PT no primeiro turno das eleições presidenciais, e 0 significa voto em qualquer outro partido. Como o questionário de 2006 também pergunta sobre o voto dos respondentes nas eleições presidenciais de 2002, é possível estimar retrospectivamente a probabilidade de voto no PT também para este ano.Footnote ⁹ Para analisar o voto nas eleições de 2010, utilizo o questionário de 2014; para o pleito de 2014, o questionário de 2017; e para a disputa de 2018, o questionário de 2019.

A principal variável de interesse é a que identifica o respondente como evangélico pentecostal. Neste caso, utilizo a categorização original do LAPOP e classifico como 1 os indivíduos que se declaram pentecostais, ou seja, aqueles filiados às seguintes igrejas: Pentecostal, Assembleia de Deus, Deus é Amor, Igreja Evangélica Pentecostal o Brasil para Cristo, Igreja Quadrangular, Congregação Cristã do Brasil, Igreja Cristã Reformada, Sara Nossa Terra, Igreja Universal do Reino de Deus, Igreja Mundial do Poder de Deus, Igreja Internacional da Graça de Deus, Carismático não católico e Bola de Neve. Os indivíduos filiados a qualquer outra religião e aqueles agnósticos ou ateus são classificados como zero no banco de dados.

A rejeição ao PT nas urnas pode também estar correlacionada com a percepção de corrupção (Ribeiro, Carreirão e Borba Reference Ribeiro, Carreirão and Borba2016), razão pela qual utilizo uma variável (percepção de corrupção) binária que assume valor 1 se o indivíduo identifica a corrupção como o principal problema do país, e 0 em caso contrário. A percepção de má gestão da economia do país é capturada por meio de uma variável (avaliação da economia) que assume valor 1 se o indivíduo identifica a economia, o desemprego ou a inflação como o principal problema do país, e 0, caso contrário. Além disso, classifico como 1 os indivíduos que “discordam muito” da proposição segundo a qual “Em um país como o Brasil, é obrigação do governo diminuir as diferenças entre os muito ricos e os muito pobres”, e 0, caso contrário. Essa variável (contra redistribuição) permite estimar se os indivíduos contrários à redistribuição de renda têm menor probabilidade de votar no PT.

Outras características sociodemográficas de nível individual, como cor, sexo, escolaridade, renda, religiosidade, ideologia e preferência partidária, são utilizadas como controles. Esse procedimento permite estimar a probabilidade de um eleitor evangélico pentecostal votar no PT controlando os resultados por outras características (observáveis) desse mesmo indivíduo.

A Figura 2 apresenta os coeficientes dos modelos logísticos multivariados para cada ano eleitoral (2002–2018). Todos os modelos foram estimados com erros padrões robustos. Como esperado, os indivíduos que se identificam com o PT são mais propensos a votar neste partido, o que confirma evidências anteriores de que os petistas são fiéis na hora de votar para presidente (e.g., Speck e Balbachevsky Reference Speck2016). O mesmo pode ser dito sobre os beneficiários do programa Bolsa Família, embora, neste caso, os coeficientes positivos não sejam sempre estatisticamente significantes.

Figura 2.

Determinantes do voto no PT nas eleições presidenciais brasileiras (2002–2018). Elaborado pelo autor a partir dos dados do LAPOP de 2006 (eleição de 2002 e 2006), 2014 (eleição de 2010), 2016 (eleição de 2014) e 2019 (eleição de 2018). A unidade de análise é o indivíduo. Os modelos de regressão logísticos foram ajustados com erros padrões robustos. A variável dependente assume valor 1 caso o respondente tenha votado no candidato do PT no primeiro turno das eleições presidenciais, e 0, caso contrário.

Por outro lado, os resultados reportados na Figura 2 não corroboram H₁. Nenhum dos modelos reporta uma correlação negativa entre percepção de corrupção e voto no PT. Os coeficientes dessa variável são estatisticamente significantes apenas nas eleições de 2002 e 2014. E neste caso, os coeficientes informam que a percepção de que a corrupção é o principal problema do país tende a aumentar a probabilidade de voto no PT, e não o contrário.

No que se refere a H₂, existem poucas evidências de que a avaliação de má condução da economia é determinante para a rejeição ao PT nas eleições presidenciais. Apenas nas eleições de 2018, quando o partido já não era governo, parece ter existido uma correlação positiva entre as duas variáveis. Os coeficientes para qualquer uma das outras eleições analisadas não alcançaram significância estatística nos níveis convencionais.

Os resultados também não permitem corroborar H₃. O fato de o indivíduo ser contrário à redistribuição de renda não exerce qualquer influência sobre a probabilidade de voto no PT. Esse é um padrão consistente que se repete em todos os modelos estimados. Isoladamente, a variável renda também não é uma boa preditora do voto no PT nas disputas presidenciais. Apenas no modelo referente às eleições de 2006 o coeficiente é negativo e estatisticamente significante. A variável escolaridade apresenta um padrão similar, embora com resultados contraditórios ao longo do tempo. Em 2002, antes da chegada do PT à Presidência da República, os indivíduos com maior escolaridade eram mais propensos a votar no partido. Em 2014, os resultados indicam o quadro inverso: os eleitores mais ricos tiveram menor probabilidade de votar no PT. Em suma, a hipótese de que a rejeição sofrida pelo PT nas urnas seria explicada em grande medida pelo ressentimento das classes médias escolarizadas possui pouco lastro empírico.

Por outro lado, os dados apresentados na Figura 2 tendem a corroborar H₄. Em geral, a filiação evangélica pentecostal está associada a uma redução na probabilidade de voto no PT nas eleições presidenciais brasileiras. Os coeficientes são estatisticamente significantes nos modelos que correspondem às eleições de 2010, 2014 e 2018. Além disso, o coeficiente negativo (embora não significante) para o pleito de 2002 revela que alguma rejeição ao PT já podia ser observada na eleição que culminou na vitória do então candidato Luís Inácio da Silva (Lula).

Em 2010, por exemplo, a probabilidade de voto no PT entre os eleitores pentecostais foi 41 por cento menor na comparação com outros grupos religiosos. A rejeição ao partido alcançou seu maior nível em 2018, quando a probabilidade de voto no PT foi 55 por cento menor entre os eleitores evangélicos pentecostais. É digno de nota o fato de os coeficientes da variável religiosidade serem positivos e estatisticamente significantes nos modelos das eleições de 2010 e 2014. Esse resultado vai ao encontro do argumento defendido por Araújo (Reference Araújo2019) de que é o uso instrumental de pautas morais para mobilizar os eleitores pentecostais contra os partidos de esquerda, e não o fato de ser religioso ou frequentar cultos religiosos em geral, que induz à maior rejeição ao PT.

O coeficiente positivo (embora não estatisticamente significante) da variável Pentecostal observado nas eleições de 2006 pode ser considerado um ponto fora da curva nas disputas presidenciais. Em 2006, evidências anedóticas sugerem que a candidatura do PT recebeu o apoio de cerca de 3 mil pastores e bispos da Assembleia de Deus em todo o Brasil.Footnote ¹⁰ Algo que não ocorreu nas eleições de 2010 e 2014, quando o apoio ao PT se restringiu à Igreja Universal do Reino de Deus (IURD), por meio de sua liderança maior Edir Macedo, e a algumas outras denominações de menor expressão no meio pentecostal. No entanto, o apoio da IURD ao PT não foi suficiente para reverter a forte rejeição que o partido sofreu nas eleições de 2010 e 2014, como indicam os coeficientes da variável Pentecostal na Figura 2.

Não é claro, no entanto, o motivo que levou lideranças de diversos ministérios e convenções da Assembleia de Deus, a maior denominação pentecostal brasileira, a apoiar a candidatura do PT em 2006. Futuros trabalhos de natureza qualitativa poderão se debruçar sobre essa questão. Como discutem Mariano e Pierucci (Reference Mariano1992) e Pierucci e Prandi (Reference Pierucci and Prandi1995), as candidaturas do PT sofreram grande resistência entre as lideranças pentecostais nas eleições de 1989 e 1994. A prática de minar as candidaturas do PT com base em argumentos de natureza moral se manteve estável até 2002 (Bohn Reference Bohn2007) e foi retomada a partir das eleições de 2010.Footnote ¹¹

Em suma, os resultados apresentados nesta seção indicam uma forte correlação negativa entre a filiação pentecostal e o voto no PT. Na comparação com eleitores de outras religiões, o eleitor evangélico pentecostal é menos propenso a votar neste partido. Por sua vez, outras características de nível individual, como renda, percepção de corrupção e avaliação da economia, apontadas pela literatura como determinantes para a rejeição ao PT, não explicam (ou explicam de forma inconsistente) a rejeição ao partido observada nas disputadas presidenciais entre 2002 e 2018.

Por que os eleitores pentecostais não votam no PT?

Embora os eleitores antipetistas provavelmente não votem no PT, nem todos os que não votam no PT são antipetistas (Borges e Vidigal Reference Borges and Vidigal2018; Samuels e Zucco Reference Samuels and Zucco2018). É possível que a rejeição ao PT nas urnas seja apenas um resultado do processo de mobilização durante as eleições. Neste caso, os pentecostais poderiam não ser necessariamente antipetistas. Em outras palavras, estes eleitores poderiam preterir o PT nas urnas mesmo sem alimentar um sentimento de antipatia pelo partido.

Para analisar essa questão, utilizo dados das rodadas do LAPOP de 2017 e 2019 que apresentam uma pergunta que permite medir o nível de antipatia/simpatia dos eleitores em relação ao PT. Estas mesmas rodadas também possibilitam estimar o nível de antipatia/simpatia dos eleitores em relação ao PSDB, o partido que polarizou com o PT a disputa pela Presidência da República entre 1994 e 2018 (Melo e Câmara Reference Melo and Câmara2012; Limongi e Guarnieri Reference Limongi and Guarnieri2015). A Figura 3 apresenta a distribuição do sentimento de simpatia em relação ao PT. Em 2017, cerca de 33 por cento dos respondentes reportaram “desgostar muito” do PT. Essa proporção alcançou 40 por cento dos indivíduos entrevistados na pesquisa do LAPOP que foi a campo em 2018.

Se é verdadeira a hipótese de que os pentecostais punem o PT nas urnas em virtude de sua aderência à uma agenda que tem por objetivo flexibilizar os valores morais, partidos que não costumam ser identificados como defensores de pautas progressistas, como o PSDB, deveriam sofrer menos resistência por parte desse eleitorado. Portanto, comparar o nível de simpatia dos eleitores em relação ao PT e ao PSDB possibilita investigar se a rejeição dos eleitores pentecostais ao PT é de fato baseada em argumentos de fundamentação moral. Formalmente, utilizo a seguinte equação geral para estimar um modelo de mínimos quadrados ordinários:

$$\begin{align*}{\rm{Simpati}}{{\rm{a}}_{\rm{i}}}{\rm{\;}} & = {\rm{\;}}{{\rm\unicode{x03B2} }}_0 {\rm{\;}} + {{\rm{\unicode{x03B2} }}_1}{\rm{Religi{a\hskip -2.5pt\tilde{}}\hskip 2pt }}{{\rm{o}}_{\rm{i}}}{\rm{\;}} + {\rm{\;}}{{\rm{\unicode{x03B2} }}_2}{\rm{PercepCorru}}{{\rm{p}}_{\rm{i}}}{\rm{\;}} \\ &\quad + {\rm{\;}}{{\rm{\unicode{x03B2} }}_3}{\rm{PercepEco}}{{\rm{n}}_{\rm{i}}}{\rm{\;}} + {\rm{\;}}{{\rm{\unicode{x03B2} }}_4}{\rm{ContraRedi}}{{\rm{s}}_{\rm{i}}} + {\rm{\;}}... + {\rm{\;}}{{\rm{e}}_{\rm{i}}}\end{align*}$$

Onde o subscrito i denota a unidade de análise, neste caso, o indivíduo; a variável dependente, Simpatia_i, é uma escala que varia entre 1 (desgosta muito) e 10 (gosta muito) e captura o sentimento dos respondentes.Footnote ¹² A principal variável de referência, β₁Religião_i, é uma variável categórica que representa os indivíduos de filiação católica (1), a categoria de referência, aqueles filiados a igrejas evangélicas protestantes históricas (2), aqueles que se declararam evangélicos pentecostais (3) e os respondentes sem religião e/ou ateus ou agnósticos (4).

Assim como nos modelos anteriores, utilizo variáveis relacionadas às hipóteses alternativas (percepção de corrupção, avaliação da economia e aversão à redistribuição) e controles de nível individual, como sexo, cor, renda, escolaridade, ideologia e preferência partidária.

A Figura 4 apresenta os resultados dos modelos multivariados de mínimos quadrados ordinários com erros padrões clusterizados (entre parênteses) no nível do indivíduo. Em consonância com os resultados reportados na seção anterior, os coeficientes dos modelos estimados não corroboram H₁. A percepção de corrupção não afeta o nível de antipatia/simpatia pelo PT. Contrariando os juízos de senso comum, a percepção de aumento da corrupção tende a afetar mais o PSDB do que o PT, como informam os coeficientes da variável percepção de corrupção.

Figura 3.

Distribuição da variável (dependente) simpatia ao PT. Elaborado pelo autor a partir dos dados do LAPOP de 2017 (pesquisa de campo realizada em 2016) e 2019 (pesquisa de campo realizada em 2018). A unidade de análise é o indivíduo. Os painéis A (N = 1, 494) e B (N = 1,470) apresentam a distribuição das respostas para a seguinte pergunta “Até que ponto o sr.(a) gosta ou não gosta do PT?”. A escala (representada no eixo X da figura) varia entre 1 (desgosta muito) e 10 (gosta muito). O eixo vertical da figura indica a porcentagem (%) de respondentes que se classificam em cada uma das posições da escala de simpatia ao PT.

Figura 4.

Determinantes da antipatia/simpatia ao PT e PSDB. Elaborado a partir dos dados da rodada de 2019 (pesquisa de campo realizada em 2018) e 2017 (pesquisa de campo realizada em 2016) do LAPOP. A unidade de análise é o indivíduo. Os modelos de mínimos quadrados ordinários (OLS) foram ajustados com erros padrões robustos. A variável dependente varia entre 1 (desgosta muito) e 10 (gosta muito).

Da mesma forma, os resultados aferidos refutam a hipótese de que o sentimento de antipatia em relação ao PT seria resultante da má condução da economia durante os governos petistas (H₂). Nenhum dos modelos ajustados apresenta coeficientes estatisticamente significantes. Isso também vale para o PSDB, um resultado esperado dado que o partido ocupou a presidência pela última vez em 2002, muito antes da realização das duas rodadas do LAPOP utilizadas para essa análise.

Curiosamente, ser contrário à redistribuição aumenta a chance de o indivíduo não gostar do PSDB, embora este resultado seja estatisticamente significante apenas em um dos modelos (2017). No caso do PT, os resultados não indicam qualquer correlação entre a preferência por redistribuição e o nível de antipatia/simpatia pelo partido (H₃). Existe, no entanto, alguma evidência de que indivíduos com maior renda e maior escolaridade tendem a gostar menos do PT. Esses resultados, porém, são substantivamente pequenos e não se mantêm nas duas baterias do LAPOP analisadas (2017 e 2019) e devem ser interpretados com cautela.

Por outro lado, os resultados apresentados na Figura 4 corroboram a hipótese de que a filiação pentecostal se correlaciona negativamente com a simpatia ao PT. Na comparação com os católicos (categoria de referência), os pentecostais tendem a gostar menos do PT. Entre os eleitores desse segmento religioso, a avaliação do PT decresce 0.458 pontos na escala de antipatia/simpatia, o que significa uma redução média de 11 por cento se tomarmos como referência a média observada para toda a amostra na rodada de 2017. Os dados do LAPOP de 2019 indicam uma redução de 0.385 pontos, o que informa uma queda média de 9 por cento no nível de simpatia dos pentecostais em relação ao PT. Nos dois casos, os resultados são estatisticamente significantes nos níveis convencionais.

No caso do PSDB, os coeficientes referentes ao grupo de respondentes com filiação pentecostal são positivos (embora não significantes). No limite, isso significa que a filiação pentecostal não parece se traduzir em antipatia ao PSDB. Além disso, esse resultado sugere que o antipetismo observado entre os eleitores desse segmento religioso não parece se desdobrar em um sentimento antipartidário generalizado que alcança outros partidos tradicionais do sistema político brasileiro.

Os coeficientes que se referem ao grupo dos evangélicos históricos (Evang. históricos) e dos que professam outras religiões e/ou não possuem nenhum credo (outras ou sem religião) não são estatisticamente significantes em nenhum dos modelos ajustados. Ainda que possa existir algum nível de antipatia ao PT nesses grupos, esse sentimento não é forte o suficiente para que seja possível observá-lo nos modelos estatísticos. Esses resultados indicam, portanto, que existe um ambiente mais favorável para o florescimento do antipetismo nas igrejas evangélicas pentecostais. Em conjunto, essas evidências mostram que a rejeição enfrentada pelo PT nas eleições presidenciais é também resultante do sentimento de antipatia ao partido mais forte e consistente entre os eleitores evangélicos pentecostais.

Pentecostalismo e retorno eleitoral do programa Bolsa Família

As eleições presidenciais de 2006 marcaram a recondução do PT à Presidência da República. Mesmo depois da revelação de um vultoso esquema de pagamentos a parlamentares para votar a favor de projetos importantes para o governo (escândalo batizado como “Mensalão”), Lula (PT) foi reeleito no segundo turno com 60,83 por cento dos votos válidos. A implementação do programa Bolsa Família (PBF) em 2004, um programa de transferência condicional de renda,Footnote ¹³ pode ter contribuído para o sucesso eleitoral do PT em 2006. Além de seus impactos sobre o mercado de trabalho local (Soares, Ribas e Osório Reference Soares, Ribas and Osório2010), o PBF é associado ao aumento do consumo de alimentos (De Brauw et al. Reference De Brauw, Gilligan, Hoddinott and Roy2015) e à redução da pobreza (Lustig Reference Lustig2010) e da mortalidade infantil (Rasella et al. Reference Rasella, Rosana Aquino, Paes-Sousa and Barreto2013).

Hunter e Power (Reference Hunter and Power2007) argumentam que o efeito do PBF sobre o bem-estar dos mais pobres foi fundamental para a reeleição do então candidato Lula. De acordo com estes autores, as eleições de 2006 foram marcadas pela expansão do PT entre os eleitores mais pobres e com menor educação formal. Na mesma linha, os trabalhos de Soares e Terron (Reference Soares and Terron2008) e Licio, Rennó e de Castro (Reference Licio and Rennó2009) sugerem que o PBF foi decisivo no processo de transformação da região Nordeste em reduto petista nas eleições presidenciais. Canêdo-Pinheiro (Reference Canêdo-Pinheiro2015) vai além ao argumentar que o peso do programa de transferência de renda foi maior do que o crescimento econômico nas eleições de 2006, enquanto Zucco Jr (Reference Zucco2015) apresenta evidências de que o efeito eleitoral do PBF pôde ser observado ainda nas eleições de 2014, dez anos após o lançamento do programa.

A ideia comum que permeia essa literatura é que o eleitor se orienta prioritariamente por um cálculo econômico do voto. Seguindo esta lógica, os beneficiários do PBF tenderiam a votar no PT em virtude dos ganhos em bem-estar advindos do programa de transferência de renda. No entanto, a decisão sobre o voto pode ser orientada por outras clivagens. O conservadorismo moral, por exemplo, afeta o modo como os indivíduos fazem escolhas eleitorais (Skitka et al. Reference Skitka, Hanson, Washburn and Mueller2018). A presunção de que os beneficiários do PBF tendem a se tornar eleitores cativos do PT ignora os possíveis efeitos dessa e de outras dimensões que afetam as preferências individuais. Se os eleitores pentecostais são mais conservadores na dimensão moral, o retorno eleitoral do PBF neste grupo deveria ser menor. Isso porque, para esse grupo de eleitores, o aumento da renda viabilizado pelo PBF conflita com a avaliação de que o PT encampa uma agenda de políticas progressistas que vão contra os valores morais preconizados pelos integrantes desse grupo.

Nesta seção, avalio se os beneficiários do PBF que são filiados a igrejas pentecostais tendem a votar no PT nas eleições presidenciais. Para tanto, introduzo a variável Pentecostalismo como um fator interveniente e assumo que a interação entre a condição de beneficiário do PBF e a filiação religiosa dos eleitores produz efeitos heterogêneos sobre a votação do PT nas eleições presidenciais. Utilizo a seguinte equação geral para estimar modelos de regressão logística:

$${{\rm{Y}}_{\rm{i}}}{\rm{\;}} = {\rm{\;}}{{\rm{\unicode{x03B2} }}_0}{\rm{\;}} + {\rm{\;}}{{\rm{\unicode{x03B2} }}_1}{{\rm{X}}_{\rm{i}}}{\rm{\;}} + {\rm{\;}}{{\rm{\unicode{x03B2} }}_2}{{\rm{Z}}_{\rm{i}}} + {\rm{\;}}{{\rm{\unicode{x03B2} }}_3}{\rm{X}}{{\rm{Z}}_{\rm{i}}}{\rm{\;}} + {{\rm{W}}_{\rm{i}}} + {{\rm{e}}_{\rm{i}}}$$

Onde o subscrito i denota a unidade de análise, neste caso, o indivíduo; β₁X_i é uma variável binária que indica se o indivíduo é beneficiário do PBF; β₂Z_i denota uma variável interveniente denominada “Pentecostal”; β₃XZ_i é um termo de interação multiplicativo entre PBF e Pentecostal; W_i é um vetor de covariáveis que corresponde às características de nível individual incluídas nos modelos estatísticos estimados; enquanto e_i expressa o termo de erro que representa características de nível individual não observadas.

A Figura 5 apresenta os resultados. Neste caso, o termo de interação Pentecostal × Bolsa Família é a principal variável de interesse. Como em qualquer modelo interativo, as outras variáveis do modelo servem como controles e não possuem interpretação direta (Brambor e Golder Reference Brambor, Clark and Golder2006). Os resultados informam que os beneficiários do PBF filiados às igrejas pentecostais são menos propensos a votar no PT. Nas eleições de 2006 e 2010, os coeficientes são negativos e estatisticamente significantes nos níveis convencionais. Isso significa que os eleitores de baixa renda que frequentam as igrejas pentecostais naqueles anos puniram o partido nas urnas mesmo sendo beneficiários da política de transferência de renda. Os coeficientes para as eleições de 2014 e 2018 são positivos e não estatisticamente significantes, sugerindo que ser contemplado pelo PBF não foi suficiente para convencer os eleitores de baixa renda evangélicos pentecostais a votar no PT nas eleições presidenciais.

Figura 5.

Relação entre pentecostalismo e retorno eleitoral do Bolsa Família nas eleições presidenciais (2006–2018). Elaborado a partir dos dados do LAPOP de 2006 (eleição de 2006), 2014 (eleição de 2010), 2017 (eleição de 2014) e 2019 (eleição de 2018). A unidade de análise é o indivíduo. Os modelos de regressão logísticos foram ajustados com erros padrões robustos. A variável dependente assume valor 1 caso o respondente tenha votado no candidato do PT no primeiro turno das eleições presidenciais, e 0, caso contrário.

Esses resultados indicam que a lógica econômica do voto não prevalece em todos os segmentos eleitorais. Outras dimensões não relacionadas com o bem-estar gerado por incrementos de renda parecem importar para o cálculo eleitoral dos evangélicos pentecostais. Isso não significa que esse segmento do eleitorado não responda a incentivos de renda, mas que outras valências podem ser preponderantes no processo decisório do voto.

Discussão

Os dados apresentados neste trabalho fornecem elementos que ampliam nosso entendimento sobre o antipetismo. As teorias existentes não permitem explicar a origem do fenômeno porque se baseiam nos efeitos da corrupção ou na percepção de piora das condições materiais de vida. Ocorre que os dois fatores são, por definição, consequências da chegada do PT ao poder, portanto não podem explicar sozinhos a forte rejeição ao partido observada nas eleições presidenciais.

A rejeição ao PT parece também ser influenciada por características individuais menos suscetíveis a flutuações no tempo. A percepção de desempenho na economia pode mudar no curto prazo, a depender das políticas econômicas adotadas, mas as preferências morais dos indivíduos são mais estáveis. E por isso, informam as posições políticas no curto e no longo prazo. Essa chave interpretativa permite explicar o crescimento do antipetismo em anos recentes. Nas eleições de 2018, os eleitores evangélicos pentecostais representavam cerca de 30 por cento do eleitorado brasileiro, um aumento expressivo em relação às eleições presidenciais disputadas em 1989 (Araújo Reference Araújo2019). Não por acaso, os dados indicam aumento da rejeição ao PT em anos recentes.

Por que não observamos crescer entre os evangélicos pentecostais a antipatia pelo PSDB, partido que também teve vários de seus quadros atingidos por escândalos de corrupção nos últimos anos? Uma explicação plausível é que a corrupção não é uma condição suficiente para o antipartidarismo. É admissível que escândalos, como o Mensalão e a operação Lava JatoFootnote ¹⁴ , tenham aumentado a rejeição ao PT, mas parece pouco provável que estes acontecimentos sejam a única causa do antipetismo.

Embora a fatia da riqueza nacional apropriada pelos mais ricos tenha permanecido praticamente inalterada (Medeiros, de Souza e de Castro Reference Medeiros2015), as classes médias experimentaram perda relativa de renda durante os governos do PT (Arretche Reference Arretche2018; Arretche, Marques e de Faria Reference Arretche2019). No entanto, as evidências apresentadas neste trabalho sugerem que os indivíduos contrariados pelas políticas de redistribuição de renda não deixaram de votar no PT nem se tornaram necessariamente antipetistas.

O argumento explicitado neste trabalho, obviamente, não restringe o antipetismo ao grupo dos evangélicos pentecostais. Evidências qualitativas dão conta de que esse sentimento de oposição irrestrita ao PT possui lastro também em outros segmentos da sociedade brasileira (e.g., Pinheiro-Machado e Freixo Reference Pinheiro-Machado and de Freixo2019) e se correlaciona com outras formas de conservadorismo (Basso Reference Basso2019). Mas é preciso reconhecer que o modo como o antipetismo é comumente retratado pela literatura, como sendo um fenômeno restrito às elites brancas com alto nível de instrução, simplifica um fenômeno que é complexo em sua essência. A maioria dos frequentadores das igrejas evangélicas pentecostais brasileiras reside na periferia dos grandes centros brasileiros, ocupa o mercado de trabalho informal e recebe até dois salários-mínimos (Almeida e Barbosa Reference Almeida, Barbosa and Arretche2015). Portanto, o antipetista típico é menos branco, rico e escolarizado do que sugerido por trabalhos anteriores.

Conclusão

As evidências discutidas neste trabalho revelam que a rejeição ao PT é um comportamento dominante entre os evangélicos pentecostais. A maior rejeição ao PT entre evangélicos não é uma novidade na literatura. Bohn (Reference Bohn2004) já apontava para a forte resistência sofrida pelo então candidato Lula entre evangélicos em 2002. Oro e Mariano (Reference Oro and Mariano2010) e Peixoto e Rennó (Reference Peixoto and Rennó2011) documentaram padrão semelhante nas eleições de 2010, quando Dilma Rousseff teria sido rejeitada pela maioria dos evangélicos por ter declarado apoio ao Projeto de Lei 122 que instituía a criminalização da homofobia.

No entanto, o voto dos evangélicos parece explicar boa parte da rejeição aos candidatos do PT identificada em trabalhos anteriores. Como defendem Almeida (Reference Almeida2017) e Spyer (Reference Spyer2020), a categoria “evangélicos” esconde heterogeneidades importantes que precisam ser levadas em consideração pelos especialistas do caso brasileiro.

Alguns estudos mostram que parte da rejeição que o Partido Democrata enfrenta nas eleições presidenciais norte-americanas é decorrente do conservadorismo moral mais saliente em alguns estratos da população estadunidense, sobretudo os frequentadores das igrejas evangélicas (Skitka e Bauman Reference Skitka and Bauman2008; Morgan, Skitka e Wisneski Reference Morgan, Skitka and Wisneski2010). Evidências recentes sugerem, inclusive, que a clivagem religiosa/moral seria mais importante para explicar o voto nas eleições presidenciais estadunidenses do que a ideologia político-partidária dos eleitores (Garrett e Bankert Reference Garrett and Bankert2018). Na mesma direção, as evidências apresentadas neste trabalho sugerem que o antipartidarismo no Brasil não é explicado apenas por fatores conjunturais, como percepção de corrupção e má gestão da economia do país. O antipetismo parece ser um fenômeno mais complexo do que anteriormente enunciado pela literatura e guarda relação com o modo como as preferências morais se refletem na decisão sobre o voto.

De todo modo, ainda é uma questão em aberto se a rejeição dos pentecostais ao PT se revela nas eleições para outros cargos eletivos. Pesquisas futuras poderão contribuir nessa direção. Também não está claro quais estratégias poderiam ser adotadas para mitigar os efeitos da rejeição observada entre os adeptos do pentecostalismo. Evidências anedóticas sugerem que o partido foi capaz de costurar acordos políticos que lhe renderam apoio de uma parte das lideranças pentecostais no segundo turno nas eleições presidenciais de 2002 e 2006. Movimento semelhante teria ocorrido em 2010 e 2014, quando a principal liderança da IURD, Edir Macedo, declarou apoio aos candidatos petistas. Tal apoio, no entanto, não foi observado em outras denominações com expressão dentro do movimento evangélico pentecostal brasileiro. E no atual cenário de intensa polarização em que a variável religião vem ganhando mais centralidade no debate político e exercendo maior influência na escolha dos eleitores (Layton et al. Reference Layton, Erica Smith, Moseley and Cohen2021), parece ainda menos provável que o PT seja capaz de estabelecer pontes com esse segmento do eleitorado.

Puxados pelo crescimento exponencial dos pentecostais nas últimas três décadas (Pierucci Reference Pierucci2004; Freston Reference Freston2010), os evangélicos serão o grupo religioso majoritário no Brasil antes de 2040 (Alves et al. Reference Alves2017). Para o PT, isso pode significar tentar se distanciar de pautas mais progressistas que possam minar o apoio eleitoral do partido entre os pentecostais. Mas existe o risco de perder apoio entre os eleitores de renda média com maior escolaridade, bem como de parte da militância organizada e representantes de grupos minoritários afetados por uma agenda política moralizante. Uma opção seria acirrar a polarização nas eleições, explorando a identidade religiosa do eleitorado. Por exemplo, o partido poderia mobilizar parte do eleitorado religioso em seu favor por meio de um discurso identitário religioso. Mas o sucesso dessa estratégia depende da trajetória de crescimento dos grupos religiosos que rivalizam nas eleições. Mobilizar o eleitorado católico contra o evangélico pentecostal pode significar prejuízo eleitoral no longo prazo, dado que o primeiro grupo vem observando uma intensa migração de seus antigos adeptos para o pentecostalismo e para o grupo dos sem religião.