1. Introducción

Hanna ^{Pitkin (1967}), en un influyente estudio sobre la naturaleza de la representación política, señaló tres dimensiones cruciales para examinar la conexión entre representantes y representados. La representación descriptiva, en primer lugar, refiere a la medida en que la composición de los órganos políticos refleja la composición del electorado. Desde esta perspectiva, representar es incluir. La representación sustantiva, en segundo lugar, refiere a la medida en que los representantes actúan en interés de los representados. La representación, vista de este modo, es dar respuestas: adoptar políticas sensibles a los intereses y demandas de los representados. La representación simbólica, en tercer lugar, refiere a la identificación de los representados con sus representantes. La legitimidad de la representación descansa en cómo los representantes son percibidos y evaluados. Desde un punto de vista normativo, la expectativa democrática es que estas tres dimensiones se refuercen entre sí: las elecciones son una herramienta para asegurar inclusión, adoptar políticas que den respuesta a las demandas y fortalecer la legitimidad de las instituciones.

Sólo diez mujeres juraron como diputadas nacionales en el renacimiento democrático de 1983, en un cuerpo legislativo que contaba con 254 miembros. Cinco peronistas, tres radicales, una bloquista y una popular jujeña. Había más Carlos que mujeres en la Cámara de Diputados, aun omitiendo los Juan Carlos. No obstante, a lo largo de los últimos 40 años, la experiencia del Congreso argentino ha sido notable, tanto por la rápida inclusión de mujeres, como por la adopción de legislación de género.

El movimiento de mujeres en Argentina fue pionero en el impulso de reglas que recrearan una arena electoral más equitativa. Las cuotas de género fueron una innovación institucional, replicada después por docenas de democracias, que favoreció un rápido aumento en el número de legisladoras. El Congreso argentino, desde hace tres décadas, se cuenta con regularidad entre los cuerpos legislativos con más mujeres en el mundo. La presencia de mujeres en el recinto generó la masa crítica necesaria para que nuevas demandas ingresaran en la agenda legislativa. El Congreso argentino ha sido vanguardia a nivel regional en la adopción de legislación en respuesta a demandas históricas de las mujeres, entre las cuales la legalización del aborto es el ejemplo más destacado. Sin embargo, la inclusión de mujeres y la incorporación de sus demandas no ha estado exento de resistencias. Las cuotas han sido criticadas como distorsiones del mérito necesario para ocupar cargos, y numerosas piezas de legislación en temas de género han sido cuestionadas como “excesos.” La experiencia de la Cámara de Diputados en Argentina a lo largo de estas cuatro décadas ofrece así un caso de estudio relevante para examinar las tres dimensiones de la representación de mujeres.

¿De qué modo el diseño de las instituciones influye en la elección de legisladoras? El manuscrito analiza, primero, los aspectos descriptivos de la representación desde una perspectiva institucional. El presente manuscrito argumenta que el diseño de las reglas electorales y las características de la competencia electoral explican una porción significativa de los cambios observados en la composición de la Cámara de Diputados. Las cuotas de género establecieron un entorno institucional más favorable a la elección de mujeres³. Sin embargo, no se trató sólo de cuotas, sino de su interacción con otros elementos de la competencia electoral. Las elecciones con cuotas bien diseñadas en distritos grandes con baja fragmentación estuvieron asociadas con un mayor número de mujeres electas.

¿Qué influencia han tenido los partidos en la inclusión de mujeres? El rol de los partidos no ha sido saldado en la literatura. El presente manuscrito argumenta que los partidos, como canales de nominación y elección, tienen una influencia decisiva sobre las oportunidades de representación. Sin embargo, su influencia puede operar por diferentes mecanismos. Por un lado, desde una perspectiva institucional, la expectativa es que los partidos se acomoden a los incentivos creados por las reglas electorales. Los resultados dan crédito a estos argumentos. Los distritos grandes permiten que las delegaciones partidarias sean más grandes, y los partidos más grandes son canales significativamente más favorables a la elección de mujeres. Por otro lado, desde una perspectiva centrada en las organizaciones, la expectativa es que la orientación ideológica de los partidos influya en las características de sus legisladores y candidatos. En este punto, los resultados son mixtos. Al observar la confirmación de las delegaciones, los resultados indican que la influencia de la ideología sobre la composición legislativa es limitada. En cambio, al observar la composición de las listas, emergen visibles diferencias: los partidos de izquierda son sustantivamente más proclives a nominar a una mujer al tope de la lista.

Una vez en el recinto, las mujeres con frecuencia se diferencian de los hombres en su trabajo legislativo, y dedican mayor energía a legislar en favor de los derechos de las mujeres. Sin embargo, su sola presencia no se transforma directamente en legislación. Esta conexión es intermediada por diferentes factores, y en entre ellos, el presente manuscrito examina qué influencia tienen los alineamientos políticos. A partir de un centenar de entrevistas cara a cara, el manuscrito analiza las posiciones de los legisladores frente a legalización del aborto. Si bien la representación de mujeres abarca un amplio abanico de temas, este es posiblemente el debate legislativo sobre temas de género más relevante de las últimas décadas. Los resultados muestran que, una vez controlado el efecto de otros factores relevantes, la aprobación del aborto está significativa-mente asociada a la posición ideológica de los legisladores: el apoyo a la legalización es monolítico entre los legisladores de izquierda, mientras que las posiciones están divididas entre los legisladores de derecha.

Desde la mirada de Pitkin, la inclusión debería estar asociada a una mayor legitimidad de las instituciones representativas. Sin embargo, en un contexto donde el discurso anti-feminista ocupa un lugar creciente, estas demandas de inclusión y representación se han convertido en destino de frecuentes ataques, principalmente activados por fuerzas de derecha. Por ese motivo, es importante examinar la conexión entre el discurso de las elites y las actitudes de los votantes. ¿Qué influencia tienen los alineamientos partidarios sobre las actitudes del público hacia la inclusión? El presente manuscrito argumenta que los discursos anti-feministas movilizan las actitudes sexistas entre los votantes. Explotando datos de una encuesta original, se muestra que los votantes de derecha con mayor frecuencia son resistentes a atribuir las desigualdades de género a obstáculos estructurales, y rechazan la adopción de medida correctivas.

El presente manuscrito se propone, en resumen, determinar los factores que han facilitado la inclusión de las mujeres en la Cámara de Diputados a lo largo del período, y en particular, identificar el lugar de los partidos en este proceso. Para ello, el resto de este manuscrito procede del siguiente modo. La próxima sección presenta la evolución del número de diputadas electas a lo largo del período y, a partir de datos por distrito, analiza el efecto del diseño institucional sobre la elección de mujeres. La siguiente sección examina datos desagregados por lista a fin de analizar la influencia de los partidos. A continuación, a partir de entrevistas individuales, se analiza la influencia de los alineamientos partidarios sobre las preferencias de los legisladores. La quinta sección examina las actitudes de los votantes hacia la elección de mujeres y el uso de cuotas de género. La sección final discute las implicancias de los hallazgos para los estudios sobre representación.

2. El efecto de las instituciones

Las cuotas de género han probado ser un mecanismo eficaz para impulsar la elección de mujeres en cargos legislativos, en particular cuando tienen un diseño adecuado y cuando operan en contextos electorales apropiados (Jones, 2009, 2004; Schmidt y Saunders, 2004; Schwindt-Bayer, 2010). Por un lado, las cuotas de género han sido implementadas de muy diferentes modos, y diferentes diseños conducen a disímiles resultados. Las cuotas son más eficaces cuando exigen mayores porcentajes de mujeres en las listas de candidatos, pero muy especialmente cuando imponen mandatos de posición en la conformación de listas, a fin de evitar que las mujeres sean relegadas a lugares sin aspiraciones (Jones, 2009, 2004; Rosen, 2017; Schwindt-Bayer, 2009; ^{Dahlerup y Freiden-vall, 2005}). Por otro lado, la competencia bajo reglas proporcionales, en especial cuando ocurre en distritos electorales grandes, está asociada con la elección de mujeres en cargos legislativos (Matland, 1998, 1993; Reynolds, 1999; Matland y Taylor-Robinson, 1997; ^{Kenworthy y Malami, 1999}; McDonagh, 2002), en particular cuando las elecciones usan listas cerradas (Htun y Jones, 2002; Schwindt-Bayer, 2009; ^{Thames y Williams, 2010}). Las elecciones legislativas argentinas presentan, de ese modo, un contexto favorable a la inclusión.

Una obra en cuatro actos

La evolución del número de mujeres en la Cámara de Diputados ha seguido los cambios de reglas electorales y, en particular, los cambios en el diseño de las cuotas. Durante los primeros años después de la transición, la cantidad de legisladoras electas se mantuvo en todo momento debajo del 6.5%. Tal número no sólo es escaso visto desde el presente, sino que era también escaso en comparación con la cantidad de mujeres electas durante la década de 1950, tras la adopción del sufragio femenino. La primavera democrática no había alcanzado la mitad de la ciudadanía, y este déficit impulsó demandas de transformación institucional (cf. Lubertino, 2003; ^{Krook, 2009}; Jones, 1996).

GRÁFICO 1 Evolución del número de mujeres electas, según el tipo de cuotas de género (Cámara de Diputados: Argentina 1983-2021) 

Fuente: Elaboración propia, en base al Modelo 1-2, Tabla App-1, en el Apéndice.

La adopción de la Ley de Cupos fue el resultado del trabajo y militancia del movimiento de mujeres. La ley estableció que las listas de candidatos debían estar integradas por al menos un tercio de mujeres y que ellas debían estar ubicadas en posiciones “con posibilidad de resultar electas”. Los resultados sobre la composición de la Cámara, tal como muestra el Gráfico 1, fueron inmediatos. El número de diputadas se quintuplicó: el promedio de mujeres electas por renovación pasó de 4.7% antes de la reforma a 25.3% en las siguientes cuatro renovaciones. Más aún, el éxito del cambio de legislación tuvo un rápido contagio en la adopción de cuotas tanto en las provincias argentinas (Caminotti, 2014; Caminotti y Del Cogliano, 2019; ^{Alles, 2018}; Granara, 2014; Jones, 1998), como así también en otros países de la región (Piscopo, 2015; Schwindt-Bayer y Alles, 2018).

A fines de la década, el Decreto no. 1246/00 reforzó el mandato de posición de la Ley de Cupos, facilitando el rechazo de las listas que incumplieran la cuota establecida. Este cambio reglamentario, que con frecuencia ha pasado desapercibido, modificó significativamente la manera en que se implementaba la legislación existente. La proporción de mujeres electas pasó entonces de 24.6% en 1999, a 38.5% en 2007. No obstante, la progresión se detuvo en ese nivel. El promedio del período 2001-2017 fue casi 10 puntos más alto que el observado en el período anterior, pero en ninguna elección las mujeres llegaron al 40% de los legisladores electos.

A fines de 2017, diputadas y senadoras de diferentes partidos se movilizaron de forma concertada para impulsar la adopción de la Ley de Paridad. La nueva ley, que reemplazó a la Ley de Cupos de 1991, indicaba que las listas debían contener hombres y mujeres en partes iguales, ordenados alternadamente. Los cambios en las reglas electorales se reflejaron rápidamente en la composición legislativa: la proporción de diputadas electas pasó, en promedio, de 35.3% antes de la reforma, a 44.4% en las siguientes dos renovaciones.

Entre 1983 y 2021, se llevaron a cabo 479 elecciones de diputados nacionales. A fin de determinar el efecto de las instituciones electorales y de las características de la competencia sobre las oportunidades de las mujeres, se tomó a cada provincia-año como una observación independiente y se estimó una serie de modelos lineales:

y _ji ~ N(X _ji β,σ ² )

X _ji β=α + β ₁ Q _j + β ₂ QF _j + β ₃ QP _j + β ₄ M _ji + β ₅ M _ji ² + β ₆ ENPv _ji + β ₇ ENPs _ji + γZ _ji

donde y _ji representa el porcentaje de escaños ocupados por mujeres en la provincia i en la elección j, modelado sobre una distribución normal. El término X _ji β es un predictor lineal donde β captura el efecto de un conjunto de predictores de interés, tales como el tipo de cuotas (cuotas débiles, Q; cuotas fuertes, QF; o cuotas paritarias, QP), la magnitud del distrito (M), la fragmentación de la arena electoral (ENPv) y la fragmentación de la asignación de bancas (ENPs). El término captura el efecto de un vector Z de factores potencialmente intervinientes, y α es una constante. La ecuación además incluye interacciones entre magnitud y fragmentación, a fin de estimar efectos condicionales⁴.

Acciones correctivas

¿Qué efecto tuvieron las cuotas sobre las elecciones legislativas? La implementación de las cuotas de género por medio de la Ley de Cupos, como así también sus reformas posteriores, han tenido una influencia determinante sobre las oportunidades electorales de las mujeres. El panel izquierdo del Gráfico 2 presenta el efecto de los diferentes diseños de cuotas, controlando por la magnitud de los distritos y la fragmentación de la competencia en el distrito, manteniendo los demás predictores en su valor mediano.

GRÁFICO 2 Porcentaje esperado de mujeres electas, según diseño de las cuotas y según magnitud de distrito y fragmentación partidaria (Cámara de Diputados: Argentina, 1983-2021) 

Fuente: Elaboración propia, en base al Modelo 1-2, Tabla App-1, en el Apéndice online.

Nota: El panel izquierdo presenta predicciones para diferentes tipos de cuotas, conservando magnitud y fragmentación en su valor mediano. El panel derecho presenta predicciones para diferentes magnitudes y niveles de fragmentación, para una elección con “cuotas fuertes” (Dec. 1246/00).

En una elección sin cuotas, el porcentaje esperado de mujeres electas en un distrito promedio fue sólo 7.8%. La adopción de la Ley de Cupos tuvo efectos significativos sobre las oportunidades de las mujeres: el porcentaje esperado pasó a 24.0%, mejorando en 16.2 puntos porcentuales los resultados del período anterior. Las sucesivas modificaciones en el diseño de las cuotas fortalecieron su impacto. La reforma adoptada a fines de los 1990s fortaleció los mandatos de posición, y el porcentaje esperado pasó a 32.3%, mejorando en 8.3 puntos adicionales los resultados anteriores. Finalmente, tras la adopción de la Paridad, el porcentaje esperado de mujeres electas pasó a 40.7%, agregando 8.4 puntos porcentuales. En conjunto, la experiencia argentina no sólo provee evidencia de los efectos de las cuotas de género, sino especialmente de la importancia de un adecuado diseño⁵.

Arenas más favorables

¿Qué influencia tuvo el contexto sobre la eficacia de las cuotas? Aun cuando las reglas proporcionales en distritos grandes son un escenario institucional favorable, el efecto de la magnitud de distrito está ponderado por el grado de fragmentación de la competencia partidaria (véase Lucardi & Micozzi, 2021). El panel derecho del Gráfico 2 presenta el porcentaje esperado de mujeres electas, para distritos de diferente magnitud, en competencias con diferentes niveles de fragmentación electoral, en una elección con cuotas de género, manteniendo los demás predictores en su valor mediano.

Las elecciones más fragmentadas están asociadas con un menor número de mujeres electas. Aun en distritos con sólo tres bancas en juego, en elecciones con bajos niveles de fragmentación (por ejemplo, donde un partido se queda con dos lugares, y un segundo partido se queda con el restante), la expectativa es que 32.3% de los escaños sean ocupados por mujeres. En cambio, en elecciones donde tres partidos se reparten las bancas en juego, la expectativa es que sólo 19.5% de los escaños sean ocupados por mujeres, lo que representa una brecha de 12.8 puntos porcentuales. En cambio, la magnitud del distrito tiene una influencia comparativamente menor. En elecciones con baja fragmentación, si en distritos con tres bancas en juego la expectativa es que 32.3% de los escaños sean ocupados por mujeres, en distritos con nueve escaños la expectativa es 37.7%, lo que representa una brecha de 5.4 puntos.

El diseño de las instituciones electorales, en suma, tiene un efecto sustantivo. El escenario más favorable para la elección de mujeres es una competencia con cuotas bien diseñadas en distritos grandes con baja fragmentación. No obstante, el efecto observado de la interacción entre magnitud y fragmentación llama la atención sobre el lugar que ocupan los partidos en el proceso para estudiar los mecanismos que subyacen en las explicaciones institucionales.

3. El lugar de los partidos

Los argumentos institucionales asumen que las reglas afectan los incentivos, recursos y estrategias de los actores y, de ese modo, influyen en la nominación de mujeres. Los procesos de reclutamiento político y los procedimientos de selección de candidaturas de los partidos actúan como cuellos de botella para el acceso de mujeres a cargos de representación (^{Hinojosa, 2012}; Hinojosa y Vázquez Correa, 2018; Llanos y Roza, 2018). Las mujeres enfrentan los procesos de nominación con relativamente menos recursos y esa disparidad las coloca en desventaja. Sin embargo, ciertos contextos institucionales pueden alterar los costos en esa disputa.

Las cuotas, por un lado, imponen límites a la discrecionalidad del proceso: las mujeres no pueden ser simplemente marginadas sin que los partidos sean penalizados. Los distritos grandes, por otro lado, favorecen la elección de delegaciones partidarias más grandes, lo que reduce los juegos de suma cero entre actores partidarios. En este sentido, la literatura comparada indica que el número de legisladoras electas aumenta cuando los partidos eligen más bancas (Schwindt-Bayer, 2010; Jones, 2009). Los partidos capaces de ganar varios escaños, al momento de nominar candidatos, tienen la oportunidad de balancear la composición de su oferta como una forma de apelar a diferentes grupos de votantes, y eso crea un escenario más favorable a la nominación de mujeres. Las explicaciones institucionales, en definitiva, están apoyadas en micro-fundamentos partidarios.

En la literatura, sin embargo, no existe consenso sobre el efecto de la ideología partidaria en la elección de legisladoras. A nivel individual, los estudios sobre actitudes indican que individuos de izquierda, tanto hombres como mujeres, presentan actitudes más igualitarias en temas de género (Morgan y Buice, 2013), lo que ofrece un electorado más favorable a la paridad. Más aun, los partidos de izquierda con más frecuencia incluyen preocupaciones sobre igualdad de género en sus plataformas partidarias, y con más frecuencia cuentan con cuotas en sus reglas internas para nominar candidatos (Funk, Hinojosa y Piscopo, 2017). La expectativa teórica es, en resumen, que las fuerzas de izquierda sean más inclusivas.

No obstante, la literatura no ofrece evidencia concluyente de esa conexión entre ideología e inclusión. Las cuotas de género en la región fueron adoptadas por gobiernos a la izquierda y a la derecha del centro, y los gobiernos de izquierda no siempre adoptaron leyes de cuotas cuando tuvieron oportunidad de hacerlo (Piscopo, 2015). Los estudios comparados han encontrado evidencia que los partidos de izquierda son más favorables a la elección de mujeres en las legislaturas latinoamericanas (Jones, 2009; ^{Alles, 2014}) y en los parlamentos en Europa occidental (^{Caul, 1999}; Matland, 1993). No obstante, el efecto de la ideología partidaria ha sido más difícil de observar en estudios de caso (Bo y Navia, 2016), y más recientemente, otros estudios indican que, cuando se controlan factores contextuales, los partidos de izquierda sólo han sido más favorables en elecciones sin cuotas (Funk, Hinojosa y Piscopo, 2017).

Para examinar estas dos explicaciones alternativas sobre la influencia de los partidos en la elección de mujeres, esta sección analiza datos desagregados por partido -primero, se analiza la composición de las delegaciones partidarias, y luego, la composición de las listas de candidatos.

La composición de las delegaciones

Observemos primero a las diputadas electas. Entre 1983 y 2021, tomando a cada partido-provincia como una observación independiente, 1,123 partidos ganaron al menos una banca en la Cámara de Diputados. A fin de examinar el efecto de diferentes contextos institucionales y partidarios sobre la probabilidad de elegir una mujer, se estimó una serie de modelos binomiales:

L(y _ji |φ _ji ,n) = ( _y ⁿ _ji ) φ _ji ^yji (1-φ _ji ) ^n-y ji

φ _ji = logit ^-1 (X _ji β)

X _ji β=α+β ₁ Q _j +β ₂ QF _j +β ₃ QP _j +β ₄ M _ji +β ₅ PJ _ji +β ₆ UCR _ji +β ₇ JxC _ji +β ₈ s _ji +β ₉ s _ji ² +γZ _ji +ε _ji

donde la unidad de análisis es una lista, y _ji es un valor discreto que representa el número de mujeres electas en n escaños obtenidos por el partido i en la elección j. El componente sistemático del modelo es el término logístico φ _ji , modelado por un predictor lineal X _ji β. El término β captura el efecto de un conjunto de factores de interés, tales como el tipo de cuotas (cuotas débiles, Q; cuotas fuertes, QF; o cuotas paritarias, QP), el partido político (Partido Justicialista, PJ; Unión Cívica Radical, UCR; o Juntos por el Cambio, JxC), la magnitud del distrito (M) y el número de bancas ganadas por el partido en el distrito (s). El término γ captura el efecto del vector Z de factores potencialmente intervinientes; α es una constante, y ε _ji es un término de error. La ecuación además incluye interacciones entre magnitud y fragmentación a fin de permitir al modelo estimar un efecto condicional⁶.

GRÁFICO 3 Probabilidad de elegir una mujer, según magnitud de partid y según magnitud de distrito (95% c.i.) (Cámara de Diputados: Argentina, 1983-2021). 

Fuente: Elaboración propia, en base al Modelo 2-3, Tabla App-2, en el Apéndice online.

Nota: El panel izquierdo presenta predicciones para diferentes magnitudes partidarias en una elección con “cuotas fuertes” (Dec. 1246/00), manteniendo los demás predictores en su valor mediano. El panel derecho presenta predicciones para diferentes magnitudes de distrito, también en una elección con “cuotas fuertes”, manteniendo constante la magnitud de partido en tres bancas y los demás predictores en su valor mediano.

El panel izquierdo de la Gráfico 3 presenta la probabilidad esperada de elegir una mujer, según diferentes magnitudes partidarias, controlando el efecto de la magnitud del distrito, manteniendo los demás predictores en su valor mediano. Los partidos pequeños están asociados con bajas probabilidades de elegir mujeres: para un partido que gana un solo escaño, la probabilidad que esa banca sea ocupada por una mujer es 28.0%. En cambio, los partidos grandes se acercan a una situación paritaria: la probabilidad esperada pasa a ser 46.5% cuando un partido gana seis escaños. Para dar una dimensión más concreta del efecto, imaginemos que se eligieran 60 escaños: si ellos fueran cubiertos por delegaciones de un solo legislador, la expectativa es que resulten electas 16.8 mujeres; mientras si ellos son cubiertos por delegaciones de seis legisladores, la expectativa es que resulten electas 27.9 mujeres.

Por el contrario, constante el tamaño de la delegación partidaria, la magnitud del distrito no tiene ningún efecto. El panel derecho del Gráfico 3 presenta la probabilidad esperada de elegir una mujer, según diferentes magnitudes de distrito, controlando el efecto de la magnitud partidaria; los demás predictores en la ecuación replican los valores en el panel izquierdo. La probabilidad no cambia con el tamaño de distrito: la probabilidad esperada en un distrito que elige tres escaños es indistinguible de la probabilidad en un distrito que elige nueve.

GRÁFICO 4 Probabilidad esperada de elegir una mujer, para tres fuerzas políticas: Partido Justicialista, Unión Cívica Radical y Juntos por el Cambio (95% c.i.) (Cámara de Diputados: Argentina, 1983-202) 

Fuente: Elaboración propia, en base al Modelo 2-3, Tabla App-2, en el Apéndice online.

Nota: La figura presenta la probabilidad esperada de elegir una mujer para diferentes partidos, en una elección con “cuotas fuertes” (Dec. 1246/00), manteniendo constante la magnitud de partido en tres bancas y los demás predictores en sus valores medianos.

Constante el efecto de las cuotas y del tamaño de las delegaciones partidarias, no se observan diferencias importantes entre los principales partidos en las elecciones de Diputados nacionales. El Gráfico 4 presenta la probabilidad esperada de elegir una mujer para las tres fuerzas políticas con un número significativo de observaciones en el set de datos⁷. La probabilidad esperada que una banca ganada por el peronismo sea ocupada por una mujer es 39.3%, mientras que, para una banca ganada por el radicalismo, la probabilidad esperada es 32.9%. Esta diferencia en favor de las listas peronistas, sin embargo, no es estadísticamente significativa. Mientras que la competencia entre peronistas y radicales se extiende a lo largo de varias décadas del período analizado, Juntos por el Cambio sólo comprende elecciones más recientes. Estas elecciones ocurrieron en un período durante el cual el movimiento feminista fue muy activo y visible en la política argentina (cf. Natalucci y Rey, 2018). No obstante, la probabilidad esperada que una banca ganada por Juntos por el Cambio sea ocupada por una mujer es básicamente idéntica a la probabilidad observada en las listas radicales: 32.2%.

Las diferencias entre partidos, en resumen, están asociadas al número de bancas, y no con la posición ideológica. El uso de datos agregados oculta una relación indirecta. Distritos más grandes favorecen la elección de delegaciones partidarias también más grandes, y delegaciones más grandes crean un escenario más favorable para las mujeres: el efecto de la magnitud de distrito ocurre intermediado por la magnitud del partido. En cambio, entre los partidos no se observan diferencias pronunciadas una vez que los modelos controlan por el efecto de las reglas y del número de bancas. Las cuotas de género no sólo contribuyen a aumentar el número de legisladoras, sino que además reducen las diferencias entre partidos. Sin embargo, algunas diferencias entre partidos emergen al analizar otros aspectos -por ejemplo, la composición de las listas-.

La composición de las listas

Observemos ahora las candidaturas. La posición de las mujeres en las listas de candidatos, en elecciones con listas cerradas, tiene una influencia directa sobre el número de mujeres finalmente electas -el primer lugar ofrece significativamente mejores oportunidades. Los mandatos de posición en el diseño de las cuotas han forzado a los partidos a incluir mujeres, pero el primer lugar sigue con frecuencia reservado para un hombre: de los 770 partidos que compitieron entre 2011 y 2021, sólo 24.3% de las listas fueron encabezada por una mujer. La desigual asignación del primer lugar de la lista tiene un impacto sustantivo sobre la composición legislativa: durante ese mismo período, 42.3% de los escaños fueron ocupados por candidatos que ocuparon el primer lugar en la boleta. Y la influencia de la posición es aún más importante en distritos pequeños.

El efecto del partido sobre la nominación de una mujer al tope de la lista fue estimado mediante una serie de modelos logísticos:

Pr(y _ji =1) = logit ^-1 (X _ji β)

X _ji β = α+β ₁ FPV _ji +β ₂ UCR _ji +β ₃ JxC _ji +β ₄ FIT _ji +β ₅ PS _ji +γZ _ji +ε _ji

donde cada observación es una lista de candidatos, y _ji es un indicador binario que representa si el primer lugar en la lista i en la elección j es ocupado por una mujer, modelado por una distribución Bernoulli. El término X _ji β es un predictor lineal donde β captura el efecto de cinco indicadores partidarios: el Frente para la Victoria (FPV), la Unión Cívica Radical (UCR), Juntos por el Cambio (JxC), el Frente de Izquierda y Trabajadores (FIT), y el Partido Socialista (PS). El término γ captura el efecto de un vector Z de factores potencialmente intervinientes, tales como las cuotas en vigor, el ciclo electoral y la magnitud de distrito, entre otros; α es una constante, y ε _ji es un término de error⁸.

GRÁFICO 5 Probabilidad esperada de nominar una mujer en el primer lugar de la lista, para cinco fuerzas políticas (90% c.i.) (Cámara de Diputados: Argentina, 2011-2021) 

Fuente: Elaboración propia, en base al Modelo 4-2, Tabla App-4 en el Apéndice online.

Nota: La figura presenta la probabilidad esperada de nominar una mujer al tope de la lista para diferentes partidos, en una elección con “cuotas paritarias”, manteniendo los demás predictores en su valor mediano.

El Gráfico 5 presenta la probabilidad esperada de nominar a una mujer en primer lugar para cada uno de los partidos seleccionados, controlando por el uso de cuotas, manteniendo los demás predictores constantes⁹. En contraste con el análisis de cargos electos, el análisis de listas de candidatos permite examinar un pool de partidos más diverso: no sólo incluye a los partidos principales, sino también a agrupaciones políticas más pequeñas, que ganan escaños con poca frecuencia.

El Frente de Izquierda y Trabajadores (FIT) se recorta por encima de los demás partidos en la arena nacional: hombres y mujeres tienen casi idénticas probabilidades de aparecer al tope de la lista. La probabilidad que el primer lugar de la lista del FIT sea ocupado por una mujer, una vez controlado el efecto de los demás predictores en la ecuación, es 51.1%. Sin embargo, el FIT es un actor electoralmente pequeño, y la inclusión de mujeres en sus listas de candidatos ha tenido escaso impacto sobre la composición legislativa en su conjunto.

Los demás partidos no se distinguen significativamente entre sí. Entre las listas del peronismo, la probabilidad que una mujer ocupe el primer lugar de la boleta es 28.8%, similar al promedio de la muestra. La Unión Cívica Radical y Juntos por el Cambio, por su parte, parecen menos proclives a nominar mujeres en el primer lugar de la lista: la probabilidad esperada es 15.0% y 21.4%, respectivamente. Aun sin ser estadísticamente significativa, esta diferencia es consistente con lo observado al examinar la composición de las delegaciones partidarias, donde las chances de elegir una mujer en ambas formaciones se encontraban algunos puntos porcentuales detrás del peronismo.

La influencia de la ideología partidaria sobre la inclusión no es fácil de capturar, tal como se refleja en los debates de la literatura. Entre las principales fuerzas políticas argentinas no se observan diferencias significativas -aunque las listas peronistas tienen mayores chances de estar encabezadas por una mujer-. Sin embargo, al incluir en el análisis a las listas de izquierda, aparecen diferencias marcadas con los demás partidos. Las próximas dos secciones vuelven a examinar la influencia de los alineamientos partidarios sobre aspectos sustantivos y simbólicos de la conexión representativa.

4. La representación de intereses

La adopción de políticas de género en el Congreso

La dimensión descriptiva de la representación es, desde la perspectiva de Pitkin, un medio antes que un fin: la inclusión sólo es importante si contribuye a la representación sustantiva. La expectativa es que la composición legislativa influya en la agenda y las decisiones del recinto. Sin embargo, la inclusión no se transforma por sí sola en representación de intereses. La inclusión de nuevos actores en ocasiones es insuficiente para modificar la distribución de fuerzas, y no alcanza para lograr avances en la representación efectiva de sus intereses.

Una extensa literatura ha examinado las diferencias de efectividad legislativa entre hombres y mujeres, sin alcanzar hallazgos concluyentes (cf. ^{Anzia y Berry, 2011}; ^{Volden et al., 2013}; ^{Kerevel y Atkeson, 2013}). Las diferencias entre tales estudios pueden ser resultado del modo en que controlan por la posición ocupada por las mujeres. Con frecuencia, trabajos anteriores han dado cuenta que, tras su incorporación, las legisladoras muchas veces se encuentran políticamente aisladas, cuentan con menores recursos políticos o son marginadas a comités poco relevantes (Borner et al., 2009; ^{Heath et al., 2005}; Franceschet y Piscopo, 2013), lo que las obliga a desarrollar estrategias cooperativas para influir en la elaboración de la política pública (Barnes 2016, 2018). Sin embargo, hombres y mujeres manifiestan además diferentes intereses. Las legisladoras con frecuencia enfocan su trabajo legislativo en los derechos de las mujeres e igualdad de género, presentando proyectos de legislación, impulsándolos en los comités y defendiéndolos en los debates (Barnes 2016; Htun et al., 2013; Franceschet y Piscopo, 2008; Borner et al., 2009; Schwindt-Bayer, 2010; Marx et al., 2007; Piscopo, 2011). De este modo, las legisladoras han sido protagonistas en el impulso de leyes en temas como violencia contra las mujeres y acoso sexual, derechos reproductivos y educación sexual en la escuela, o cuotas de género.

¿Qué influencia tienen los alineamientos ideológicos y partidarios sobre la representación sustantiva? La adopción de legislación en temas de género enfrenta, tal como señala la literatura, barreras vinculadas a la desigual distribución de poder en el trabajo legislativo. Desde esta perspectiva, la presencia de mujeres en posiciones clave permite desbloquear el tratamiento y adopción de legislación. Sin embargo, las oportunidades de adoptar legislación son también condicionales a la distribución de preferencias en el recinto. Algunos temas han probado ser políticamente divisivos, y entre ellos se recorta el debate alrededor de la legalización del aborto. Las posiciones de los legisladores respecto al aborto representan una buena oportunidad para examinar cómo los alineamientos ideológicos y partidarios dan estructura a sus preferencias.

Las posiciones frente al aborto

La legalización del aborto ocupa hoy un lugar crucial en la movilización feminista tanto en Argentina como en el resto de la región. Sin embargo, durante mucho tiempo este fue un debate políticamente intocable. Los proyectos sobre el tema no lograban tratamiento parlamentario, ni siquiera eran debatidas al interior de los partidos políticos (cf. ^{Htun, 2003}). La movilización feminista en las calles a partir de #NiUnaMenos alteró profundamente el panorama, y expresó una demanda de derechos que las instituciones se vieron obligadas a recoger (^{Daby y Moseley, 2022}). La adopción de la Ley de Interrupción Voluntaria del Embarazo ha sido una de las piezas de legislación más importante del período: la sanción de la ley no sólo significó un logro histórico para el movimiento de mujeres a nivel local, sino que además tuvo un considerable impacto sobre su agenda internacional¹⁰.

A fin de examinar las preferencias de los legisladores hacia la legalización del aborto, se examinan 110 entrevistas realizadas entre abril y mayo de 2022 por el Proyecto de Elites Latinoamericanas de la Universidad de Salamanca (PELA-USAL; cf. ^{Alcántara, 2023}), que representan 42.8% de los miembros de la Cámara. La encuesta consultó a los entrevistados “con qué firmeza aprueba o desaprueba la legalización del aborto.” Para examinar las preferencias de los entrevistados, se estimó una serie de modelos logísticos:

Pr(y _i =1) = logit ^-1 (X _i β)

X _i β = α+β ₁ ideo _i +β ₂ creyente _i +β ₃ mujer _i +γZ _i +ε _i

donde y _i es un indicador binario que representa si el entrevistado i respondió estar firmemente de acuerdo con la legalización del aborto, modelado por una distribución Bernoulli. El término X _i β es un predictor lineal donde β captura el efecto de un conjunto de factores de interés, tales como la posición ideológica (ideo), creencias religiosas (creyente) y sexo (mujer). El término captura el efecto del vector Z de factores potencialmente intervinientes, tales como edad, estado civil, número de hijos y experiencia legislativa; α es una constante, y ε _i es un término de error.

GRÁFICO 6 Probabilidad esperada de aprobar la legalización del aborto (90% c.i.) (Cámara de Diputados: Argentina, 2022) 

Fuente: Elaboración propia, en base al Modelo 5-1, Tabla App-5 en el Apéndice online.

Nota: A partir de datos del PELA-USAL. La figura presenta la probabilidad esperada de apoyar la legalización del aborto para hombres y mujeres, con diferentes posiciones ideológicas y diferentes creencias religiosas, manteniendo los demás predictores en su valor mediano.

El Gráfico 6 presenta la probabilidad esperada de apoyar la legalización del aborto¹¹; la línea punteada vertical indica la posición ideológica mediana en cada panel. Los resultados indican que la posición ideológica y las creencias religiosas tienen una influencia estadísticamente significativa sobre las preferencias de los legisladores. La probabilidad de aprobar la legalización del aborto es menor cuanto más a la derecha se ubica el legislador ideológicamente, y cuando el legislador expresa ser creyente. Las mujeres, por su parte, son en promedio más favorables, aunque la significación estadística del efecto es condicional a la especificación del modelo.

A la izquierda de la posición mediana, entre legisladores no creyentes, la probabilidad esperada de aprobar el aborto en ningún caso baja de 95%. A la derecha, también entre no creyentes, la probabilidad de aprobar la despenalización es relativamente menor, pero se mantiene aun así en niveles muy altos, en especial entre las diputadas. En contraste, entre los legisladores que se reconocen creyentes, la posición ideológica juega un rol más importante: si bien los creyentes, en promedio, se oponen al aborto con más frecuencia que aquellos no creyentes, entre creyentes de izquierda y creyentes de derecha se observan diferencias mayúsculas. Una diputada de izquierda presenta una probabilidad esperada de entre 92 y 85% de aprobar el aborto, mientras que esa probabilidad cae a 53% para una diputada ubicada un desvío standard a la derecha de la mediana. Entre los hombres, la probabilidad de aprobar el aborto es aún menor.

Ideología individual y pertenencia partidaria están significativamente correlacionadas, por lo cual la fractura religiosa se traslada al interior de los partidos. Tanto en el Frente de Todos como en la UCR y en el PRO, al menos la mitad de los legisladores entrevistados se reconocen creyentes; sin embargo, las diferencias al interior del Frente de Todos son significativamente menores que al interior de los socios de Juntos por el Cambio. Para un legislador peronista creyente, la probabilidad esperada promedio de aprobar el aborto es 78.1%, mientras que entre los no creyentes esa misma probabilidad es 97.6%, lo que representa una brecha de 19.5 puntos entre unos y otros. En cambio, la brecha entre creyentes (24.9%) y no creyentes (79.1%) entre los legisladores del PRO es sustantivamente mayor, 54.2 puntos; entre radicales la brecha es apenas más pequeña, 49.5 puntos (37.8%-87.4%).

Las entrevistas exponen la interacción entre ideología (partidaria) y creencias religiosas en las preferencias de los legisladores. Las mujeres, tal como anticipa la literatura, manifiestan posiciones más favorables a la legalización que los hombres; sin embargo, el género no es el predictor más importante -los legisladores más conservadores, incluidas las mujeres, expresan posiciones sustantivamente más resistentes-. En parte, las diferencias entre hombres y mujeres son resultado de que los hombres son, en promedio, más conservadores que las mujeres. Trabajos anteriores (p. ej. Rolfes-Haase y Swers, 2022; Swers, 2013) apuntan a la falta de retribución electoral para explicar estas diferencias partidarias. Los legisladores de derecha tienen posiblemente más dificultades para beneficiarse de apoyar la legalización del aborto, en la medida que esas posiciones antagonizan las bases electorales de sus propios partidos. Los alineamientos partidarios tienen significativa influencia sobre la respuesta de los legisladores a las demandas de género, y tal como se examina en la próxima sección, también sobre las actitudes de los votantes.

5. Las actitudes de los votantes

La emergencia de nuevos actores de extrema derecha se ha organizado discursivamente alrededor de ideas nacionalistas, anti-estatistas y xenófobas (Stefanoni, 2021), por lo cual con frecuencia la literatura ha estudiado la conexión del voto de tales movimientos con actitudes sobre redistribución económica, orden público, inmigración y racismo. Sin embargo, los estudios más recientemente han comenzado a prestar atención al lugar que ocupan las actitudes de género como un predictor del voto. Los estudios sobre comportamiento electoral han dado evidencia que las actitudes sexistas constituyen un componente sustantivo del voto a partidos de derecha, tanto en los Estados Unidos (Sides et al., 2018; ^{Cassese y Barnes, 2019}; ^{Hanley, 2021}; Deckman y Cassese, 2019) como en Europa occidental (Green y Shorrocks, 2023; ^{Anduiza y Rico, 2022}; De Geus et al., 2022; Lodders y Weldon, 2019). Más aun, la evidencia indica que, incluso en contextos políticos donde los debates de género no tuvieron un lugar prominente, las actitudes sexistas entre los votantes estuvieron asociadas con el voto a opciones de derecha (De Geus et al., 2022; Green y Shorrocks, 2023). El discurso anti-feminista se ha convertido así en un elemento aglutinador de estos nuevos actores. A la marea verde siguió una contraola celeste.

¿Qué influencia tienen los alineamientos partidarios sobre las actitudes de los votantes hacia la inclusión? Las mujeres, en general, tienen actitudes más favorables hacia la igualdad de género, como así también hacia políticas que favorezcan a las mujeres (Morgan y Buice, 2013; Deckman y McTeague, 2015). No obstante, el apoyo a la inclusión no se explica exclusivamente por autointerés, sino también por estructuras de preferencias más amplias. El apoyo a las cuotas está asociado con actitudes favorables a la intervención estatal (Barnes y Córdova, 2016), como así también con actitudes paternalistas o de sexismo benevolente (Beauregard y Sheppard, 2021; Batista Pereira y Porto, 2020). Las actitudes sexistas, sin embargo, adoptan diferentes formas, y las expresiones más hostiles de sexismo están, por el contrario, asociadas con el rechazo al uso de acciones afirmativas (Beauregard y Sheppard, 2021). Más aun, las reacciones de los votantes pueden también estar vinculadas a contextos de incertidumbre económica: los hombres jóvenes son proclives a rechazar acciones afirmativas cuando perciben amenazado su lugar social (^{Kim y Kweon, 2022}).

Una medición de las actitudes sexistas

El sexismo en la política reciente no se organiza alrededor de una defensa de roles de género tradicionales. En cambio, el “sexismo moderno” (^{Swim et al., 1995}; Swim y Cohen, 1997), antes que por una afirmación de roles, se distingue por el rechazo a atribuir las desigualdades de género a obstáculos estructurales. Sin embargo, las encuestas rara vez recopilan indicadores de actitudes sexistas en muestras grandes. A fin de examinar las actitudes de los votantes, se recolectó una muestra representativa a nivel nacional, en el marco de la Encuesta de Satisfacción Política y Opinión Pública, realizada regularmente por la Universidad de San Andrés¹². La encuesta consultó a los entrevistados por su grado de acuerdo con tres afirmaciones; cada una de ellas fue diseñada para capturar diferentes dimensiones del sexismo moderno.

La reacción anti-feminista, vista desde esta perspectiva, se organiza alrededor de tres ejes. Primero, rechaza que las mujeres enfrenten obstáculos estructurales, y atribuye las desigualdades entre hombres y mujeres a los resultados de decisiones individuales. La encuesta preguntó a los entrevistados por el acuerdo con la afirmación “En nuestro país, los hombres tienen más derechos que las mujeres.” Segundo, el rechazo del diagnóstico se extiende a un rechazo de medidas correctivas, entre las cuales se destacan las leyes de cuotas y paridad. Las acciones afirmativas, según sus críticos, no son más que favores que violan el mérito necesario para ocupar cargos (cf. ^{Dahlerup, 2007}), y por ese motivo, a fin de medir el apoyo o rechazo, se preguntó a los entrevistados por su grado de acuerdo con la afirmación “Las leyes de paridad de género, al reservar lugares para las mujeres, lo que hacen es crear nuevos privilegios”. Y tercero, el rechazo de acciones afirmativas manifiesta el desinterés por la inclusión de mujeres en posiciones gubernamentales. La encuesta preguntó a los entrevistados por el acuerdo con la afirmación “Un gobierno en el que las mujeres ocupan la mitad de los cargos es un gobierno más democrático”.

Para estimar el efecto del alineamiento político de los entrevistados sobre sus actitudes, se estimó una serie de modelos logísticos:

Pr(y _i =1) = logit ^-1 (X _i β)

X _i β = α+β ₁ FdT _i +β ₂ JxC _i +β ₃ FIT _i +β ₄ LLA _i +γZ _i +ε _i

donde y _ji es un indicador binario que representa si el entrevistado i estuvo de acuerdo (o muy de acuerdo) con la afirmación ofrecida, modelado por una distribución Bernoulli. El término X _i β es un predictor lineal donde β captura el efecto de cuatro indicadores partidarios: Frente de Todos (FdT), Juntos por el Cambio (JxC), Frente de Izquierda y Trabajadores (FIT), y La Libertad Avanza (LLA). El término γ captura el efecto del vector Z de factores potencialmente intervinientes, tales como edad, nivel de ingreso, nivel educativo y condición laboral; α es una constante, y ε _i es un término de error¹³.

Probabilidad esperada de acordar con diferentes afirmaciones sobre relaciones de género y elección de mujeres (95% c.i.) (Argetina, marzo de 2023)

Fuente: Elaboración propia, en base a los modelos 6-1, 6-2 y 6-3, Tabla App-6 en el Apéndice online.

Nota: La figura presenta la probabilidad esperada de estar de acuerdo con la afirmación ofrecida, según partido y género, manteniendo los demás predictores en su valor mediano.

El Gráfico 7 presenta la probabilidad esperada que una persona acuerde con cada una de las afirmaciones indicadas, según el partido que expresaba intención de votar en las elecciones presidenciales de 2023 y según género, controlando otros predictores relevantes.

Diferencias en el diagnóstico

El primer panel presenta la probabilidad de estar de acuerdo (o muy de acuerdo) con la existencia de desigualdades entre hombres y mujeres. Los resultados indican que existen diferencias significativas en el diagnóstico según género y según partido político de los entrevistados. Por un lado, las mujeres indican con mayor frecuencia la existencia de desigualdades de género: en promedio, la probabilidad que una mujer acuerde con la afirmación indicada es 56.6%, mientras que entre los hombres esa probabilidad es sólo 29.7%, manteniendo los demás predictores en su valor mediano.

Por otro lado, las actitudes se organizan alrededor de los alineamientos partidarios. Los votantes de partidos de derecha expresan visible rechazo a la misma existencia de desigualdades entre hombres y mujeres. La probabilidad esperada de acordar con esa afirmación entre los votantes de Juntos por el Cambio es 48.1% para las mujeres y 22.9% para los hombres, mientras que entre los votantes de extrema derecha esa probabilidad es aún más baja: 32.9% y 13.6%, respectivamente. En cambio, al otro lado del espectro político, las actitudes de los votantes son sustantivamente diferentes. Entre los votantes peronistas, la probabilidad esperada de reconocer la existencia de desigualdades es 81.3% para las mujeres y 58.2% para los hombres; los resultados son muy similares entre votantes del Frente de Izquierda (86.4% y 66.9%, respectivamente).

Diferencias sobre las acciones correctivas

El segundo panel presenta la probabilidad de estar de acuerdo (o muy de acuerdo) con el rechazo de reglas paritarias en la elección de cargos políticos por su supuesto efecto distorsivo. En contraste con las opiniones sobre la existencia de desigualdades, las mujeres no tienen opiniones diferentes a los hombres sobre el uso de acciones afirmativas, una vez que se controla el efecto de otros predictores. En cambio, los alineamientos partidarios están significativamente asociados con las actitudes de los votantes hacia el uso de cuotas de género.

Para un votante promedio, constante el efecto de factores demográficos, la probabilidad esperada de acordar con el cuestionamiento de las cuotas es 29.6%. Los votantes de partidos de derecha son significativamente más críticos de las normas paritarias. La probabilidad esperada de considerar a las cuotas como una institución distorsiva entre los votantes de Juntos por el Cambio es, en promedio, 40.0%; los votantes de La Libertad Avanza expresan posiciones virtualmente idénticas. En cambio, los votantes peronistas son significativamente menos críticos del uso de reglas paritarias, expresando posiciones muy similares a los votantes de izquierda. La probabilidad esperada de cuestionar las cuotas entre los votantes del Frente de Todos es, en promedio, 16.0%, mientras que entre los votantes del FIT esa probabilidad es, en promedio, 19.3%.

Diferencias en la valoración

El tercer panel presenta la probabilidad de estar de acuerdo (o muy de acuerdo) con la naturaleza democrática de la inclusión de mujeres en posiciones gubernamentales. Los resultados indican que existen diferencias significativas según el alineamiento político y género de los entrevistados. Las mujeres indican con mayor frecuencia que un gobierno donde los cargos políticos se reparten en forma paritaria es más democrático: en promedio, la probabilidad que una mujer acuerde con la afirmación indicada es 48.8%, mientras que entre los hombres esa probabilidad es sólo 28.3%, manteniendo edad, nivel de ingreso y nivel educativo constante en sus valores medianos.

Los alineamientos partidarios tienen, una vez más, una fuerte asociación con las actitudes de los votantes. Entre los votantes peronistas y de izquierda predomina la idea de que la paridad entre hombres y mujeres es constitutiva de un gobierno democrático. La probabilidad esperada de acordar con esa afirmación entre los votantes del Frente de Todos es 78.0% para las mujeres y 58.2% para los hombres; entre los votantes del Frente de Izquierda las probabilidades son muy similares. A la derecha del espectro político, por el contrario, los votantes dan significativamente menor importancia a la inclusión de mujeres. Entre los votantes de Juntos por el Cambio, la probabilidad esperada de considerar a la inclusión como un elemento constitutivo de la democracia es 40.7% para las mujeres y apenas 21.2% para los hombres; entre los votantes de La Libertad Avanza, el acuerdo es aún menor (36.9% y 18.6% para mujeres y hombres, respectivamente).

En resumen, el alineamiento político de los votantes y el género son importantes predictores de las actitudes hacia la elección de mujeres. Las mujeres señalan con mayor frecuencia la existencia de desigualdades de género y también consideran con mayor frecuencia que la inclusión política de las mujeres es una condición de la vida democrática; el apoyo al uso de cuotas y leyes paritarias, en cambio, no se distingue entre hombres y mujeres. Quizás más importante, los alineamientos políticos también están profundamente articulados con las actitudes hacia las mujeres. Los votantes de derecha, en contraste con votantes peronistas y de izquierda, muestran con mayor frecuencia rasgos distintivos del sexismo moderno: negar la existencia de desigualdades, impugnar la adopción de medidas correctivas, y minimizar la importancia de la inclusión en una vida democrática plena.

6. Conclusiones

La representación política comprende diferentes dimensiones. Desde un punto de vista descriptivo, cuatro décadas de evidencia indican que las oportunidades electorales de las mujeres son sustantivamente mayores en elecciones con cuotas, en distritos grandes y poco fragmentados. Sin embargo, las explicaciones institucionales de la elección de mujeres tienen fundamentos partidarios, y la influencia de los partidos es aún materia de debate en la literatura. Los partidos políticos ocupan un lugar central en el acceso de mujeres a cargos electivos -ellos controlan los procesos de reclutamiento político y la nominación de candidatos-. Los procesos internos de los partidos, no obstante, son espacios opacos y difíciles de observar. La estrategia seguida en el presente manuscrito, en cambio, fue examinar la influencia de los partidos sobre algunos aspectos cruciales de la representación, y la evidencia indica que sus huellas están presentes en muchos de ellos.

En términos de elección, la principal diferencia entre partidos se debe al tamaño, y no a su posición ideológica. Los resultados indican que, constante el efecto de las cuotas, la cantidad de bancas es el principal predictor de la elección de legisladoras: los partidos pequeños tienden a estar integrados por pocas o ninguna mujer. En contraste, controlado el tamaño, las diferencias entre partidos a la izquierda y a la derecha del centro son escasas. Las cuotas de género reducen las diferencias entre ellos. Esta homogeneidad explica que, a diferencia de lo que ocurre en otras democracias, la proporción de mujeres en las bancadas legislativas no difiera sustantivamente entre partidos.

No obstante, las diferencias entre partidos emergen con mayor claridad al examinar terrenos fuera del alcance de las cuotas. Por un lado, el estudio de la composición de las listas indica que los partidos de izquierda nominan mujeres con significativa frecuencia; sin embargo, dado su escaso peso electoral, esa mayor nominación tiene poco impacto sobre la composición legislativa. Por otro lado, y más importante, los aspectos sustantivos y simbólicos del vínculo representativo están significativamente articulados sobre líneas partidarias.

Al examinar las posiciones de los legisladores sobre la legalización del aborto, se observa cómo (constante la influencia de las creencias religiosas) los alineamientos ideológicos y partidarios organizan sus posiciones. Tales diferencias entre partidos no están encapsuladas en las élites legislativas. La legitimidad que los votantes otorgan a la representación de mujeres también está organizada por alineamientos partidarios. Los votantes de derecha comparten miradas sobre la existencia de desigualdades de género, sobre la adopción de medidas correctivas y sobre importancia de la presencia de mujeres en el gobierno sustantivamente diferentes a las compartidas por los votantes peronistas y de izquierda.

El presente manuscrito, en resumen, provee evidencia sobre el lugar central que ocupan los partidos políticos como articuladores de la representación de las mujeres. Este es un terreno en el cual se abren numerosos caminos de investigación. Desde una perspectiva centrada en los recursos, una pregunta valida es cómo interactúan los partidos con las oportunidades de acceso de las legisladoras a posiciones clave en el Congreso. Y esta pregunta puede aún ser más relevante en un contexto en el cual los discursos anti-feministas adquieren mayor visibilidad, y algunos partidos eligen diferenciarse por medio del rechazo a la inclusión.