Abstenção, votos brancos e votos nulos no primeiro turno da eleição presidencial de 2026: Versão 2.0 – com dados dos locais, zonas e seções
1 Objeto e delimitação
Este relatório descreve a abstenção, os votos brancos e os votos nulos no primeiro turno da eleição presidencial brasileira de 4 de outubro de 2026, examina sua distribuição espacial entre os municípios e estima a associação dessa distribuição com características socioeconômicas e com o estado do cadastro eleitoral. Trata-se de uma primeira rodada de análise: o segundo turno, marcado para 25 de outubro, permitirá o teste decisivo discutido na seção 9.
As três categorias são tratadas separadamente ao longo de todo o relatório. A abstenção é a razão entre eleitores aptos que não compareceram e o total de aptos; os brancos e os nulos são computados sobre o comparecimento, porque constituem fenômeno de quem foi à urna. Somá-los numa única medida de “não-voto” encobriria o fato, documentado na seção 4, de que as três taxas são praticamente independentes entre si no nível municipal.
A unidade de observação é o par município-zona, chave do cadastro eleitoral, e a análise desce também ao local de votação e à seção. A seção 8 examina o que esses níveis mais finos acrescentam e o que deixam inalterado. Mapas, diagnóstico de autocorrelação e modelos espaciais permanecem no nível municipal, único que se articula com a malha territorial do IBGE: a zona eleitoral não é unidade territorial, abrange vários municípios no interior e subdivide os municípios grandes.
O relatório mede ausência às urnas e voto não-válido. Não infere, a partir dessas medidas, estados mentais do eleitorado: as expressões “apatia”, “alienação”, “protesto” e “descrença” não são empregadas como descrição dos dados, porque nada no material aqui analisado permite distinguir essas hipóteses entre si nem separá-las do componente administrativo examinado na seção 6.
2 Fontes e estado dos dados
Os dados primários provêm do Repositório de Dados Eleitorais do Tribunal Superior Eleitoral, arquivo detalhe_votacao_secao_2026, publicado em 5 de outubro de 2026 às 23h27 (horário de Greenwich) e extraído em 6 de outubro. O arquivo traz, para cada uma das 497.897 seções eleitorais instaladas no país, o eleitorado apto, o comparecimento, as abstenções, os votos brancos e os nulos, além da zona, do local de votação e de seu endereço.
A versão anterior deste relatório trabalhou com os agregados municipais do sistema de divulgação de resultados (resultados.tse.jus.br, ciclo ele2026, eleição 6257), porque os arquivos consolidados do repositório ainda não estavam disponíveis: em 5 de outubro o detalhe_votacao_munzona_2026.zip continha apenas o cabeçalho, sem qualquer linha de dados. Esse arquivo foi posteriormente retirado do ar e substituído pelo de seção, que é mais fino. As duas fontes foram confrontadas município a município: não há diferença em nenhuma das 5.757 unidades, em nenhuma das grandezas. Os resultados municipais das seções 3 a 7 são, portanto, idênticos aos da versão anterior.
Permanece pendente o perfil_comparecimento_abstencao_2026, que traria a desagregação do comparecimento por sexo, faixa de idade e escolaridade; até a extração dos dados aqui usados ele não havia sido publicado.
As covariáveis vêm do IBGE: malha municipal de 2022, grau de urbanização e taxa de alfabetização de 15 anos ou mais do Censo 2022, Produto Interno Bruto municipal de 2023 e população residente por idade do Censo 2022.
A conferência dos agregados municipais contra os totais divulgados pelo TSE não apresentou diferença em nenhuma das seis grandezas examinadas — aptos, comparecimento, abstenção, brancos, nulos e válidos. A junção com os dados censitários, contudo, deixa de fora um município: Boa Esperança do Norte, no Mato Grosso, instalado após o Censo de 2022 e, por isso, ausente tanto da malha municipal quanto das tabelas censitárias. A unidade reúne 4.326 eleitores aptos e registrou abstenção de 24,99%. Os totais nacionais da seção 3 a incluem; as seções 4 a 7, que dependem das covariáveis e da malha, trabalham com 5.570 municípios.
3 Resultados nacionais
O eleitorado apto do primeiro turno somou 158.745.502 eleitores. Compareceram 125.275.835 pessoas, ou 78,92% dos aptos, e deixaram de comparecer 33.469.244, ou 21,08%. Entre os que compareceram, 2.300.798 votaram em branco (1,84% do comparecimento) e 3.674.249 anularam o voto (2,93%), de modo que os votos válidos totalizaram 119.300.788, ou 95,23% do comparecimento.
O eleitorado no exterior, composto de 186 unidades consulares e 916.534 aptos, registrou abstenção de 62,66%. Essa taxa não é comparável à do eleitorado domiciliado no país, e as seções seguintes excluem o exterior.
Convém registrar, por fim, uma grandeza que a seção 6 retoma. Eleitores de seções não instaladas computam como ausentes sem que tenha havido oportunidade de voto, e em pleitos anteriores o fenômeno teve magnitude suficiente para distorcer a leitura espacial da abstenção. Em 2026 ele não afeta a análise: das 499.248 seções previstas, 41 não foram instaladas, e todas as 41 são consulares, no exterior, com 423 eleitores no total. Nenhuma seção deixou de ser instalada em território nacional, de modo que as taxas ajustadas e brutas coincidem em todos os municípios.
4 Distribuição das taxas entre os municípios
Entre os 5.570 municípios, a abstenção variou de 7,31% a 40,09%, com mediana de 20,59% e desvio-padrão de 4,05 pontos percentuais. Metade dos municípios situa-se entre 17,92% e 23,17%.
A Figura 1 apresenta as três distribuições. A da abstenção é aproximadamente simétrica; as de brancos e nulos são assimétricas à direita, com caudas longas.
Distribuição municipal das taxas de abstenção, brancos e nulos
O achado mais consequente desta seção é a independência mútua das três taxas. A correlação de Pearson entre a abstenção e a taxa de brancos é de 0,024; entre a abstenção e a taxa de nulos, de 0,164; entre brancos e nulos, de 0,182. Municípios onde muita gente deixa de comparecer não são, sistematicamente, municípios onde muita gente anula o voto. O tratamento conjunto das três categorias sob a rubrica de “nãovoto”, tão frequente no debate público e em parte da literatura, não encontra respaldo na estrutura dos dados.
5 Distribuição espacial
5.1 Taxas por região e por unidade da federação
Tabela 1 — Taxas de abstenção, brancos e nulos por região
| Região | Municípios | Eleitorado apto | Abstenção (%) | Brancos (%) | Nulos (%) |
|---|---|---|---|---|---|
| CO | 467 | 11.996.815 | 21,70 | 1,20 | 2,12 |
| N | 450 | 13.101.175 | 19,43 | 1,04 | 2,40 |
| NE | 1794 | 43.511.237 | 18,39 | 1,65 | 3,43 |
| S | 1191 | 22.870.853 | 20,46 | 1,87 | 1,89 |
| SE | 1668 | 66.344.562 | 22,70 | 2,24 | 3,23 |
Tabela 2 — Taxas de abstenção, brancos e nulos por unidade da federação
| UF | Eleitorado apto | Abstenção (%) | Brancos (%) | Nulos (%) |
|---|---|---|---|---|
| MS | 2.024.430 | 23,87 | 1,38 | 1,93 |
| RJ | 12.857.648 | 23,32 | 2,05 | 2,92 |
| MG | 16.372.372 | 22,81 | 2,12 | 3,11 |
| SP | 34.122.892 | 22,54 | 2,39 | 3,47 |
| MT | 2.633.475 | 22,20 | 1,01 | 1,86 |
| GO | 5.080.590 | 21,83 | 1,15 | 2,47 |
| RO | 1.265.893 | 21,71 | 0,99 | 1,33 |
| ES | 2.991.650 | 21,37 | 1,84 | 2,47 |
| RS | 8.522.545 | 21,35 | 2,21 | 1,96 |
| AL | 2.442.126 | 20,63 | 1,74 | 4,43 |
| PR | 8.613.657 | 20,57 | 1,79 | 1,95 |
| AC | 613.742 | 20,43 | 1,14 | 2,80 |
| AM | 2.798.611 | 20,16 | 1,09 | 1,76 |
| BA | 11.312.752 | 19,97 | 1,71 | 3,74 |
| MA | 5.183.115 | 19,73 | 1,11 | 2,49 |
| PA | 6.262.397 | 19,10 | 1,07 | 2,94 |
| SC | 5.734.651 | 18,95 | 1,48 | 1,68 |
| DF | 2.258.320 | 18,90 | 1,38 | 1,81 |
| RN | 2.659.825 | 18,38 | 1,53 | 3,04 |
| TO | 1.182.023 | 18,34 | 0,86 | 2,74 |
| PE | 7.223.450 | 18,17 | 1,85 | 3,39 |
| AP | 576.988 | 17,41 | 0,93 | 1,53 |
| PB | 3.248.531 | 17,38 | 1,95 | 4,39 |
| SE | 1.740.135 | 17,30 | 1,73 | 3,48 |
| PI | 2.704.758 | 17,15 | 1,26 | 2,95 |
| RR | 401.521 | 17,12 | 0,79 | 1,39 |
| CE | 6.996.545 | 15,52 | 1,75 | 3,20 |
O ordenamento regional contraria a expectativa que associa ausência às urnas a privação socioeconômica. A abstenção é mais alta no Sudeste (22,70%) e no CentroOeste (21,70%) e mais baixa no Nordeste (18,39%). O Ceará registra a menor taxa do país, 15,52%, e o Mato Grosso do Sul a maior, 23,87%. Entre as dez unidades de menor abstenção, oito são nordestinas.
As taxas de brancos e de nulos desenham geografias próprias, distintas entre si e da abstenção. Os brancos concentram-se no Sul e no Sudeste; os nulos, no Sudeste e em parte do Nordeste, com Alagoas e Paraíba acima de 4,3%. A Figura 7 apresenta a abstenção por unidade da federação.
Taxa de abstenção por unidade da federação
5.2 Taxas por porte do eleitorado municipal
Tabela 3 — Taxas de abstenção, brancos e nulos por porte do eleitorado municipal
| Porte do eleitorado | Municípios | Abstenção (%) | Brancos (%) | Nulos (%) |
|---|---|---|---|---|
| até 5 mil | 1433 | 20,32 | 1,48 | 2,69 |
| 5 a 20 mil | 2778 | 20,96 | 1,56 | 3,00 |
| 20 a 100 mil | 1138 | 20,93 | 1,77 | 2,85 |
| 100 a 500 mil | 192 | 20,40 | 1,98 | 2,79 |
| mais de 500 mil | 29 | 21,15 | 2,02 | 3,16 |
A ausência de gradiente é notável. Entre o estrato de até cinco mil eleitores e o de mais de quinhentos mil, a abstenção varia menos de um ponto percentual, sem ordenamento monotônico. A hipótese que atribui a ausência às urnas ao anonimato e ao custo de deslocamento das grandes cidades não encontra sustentação nesse corte. As taxas de brancos e de nulos, em contrapartida, crescem de modo consistente com o porte.
5.3 Padrão espacial
Taxa de abstenção por município
Taxa de votos brancos por município
Taxa de votos nulos por município
As três taxas apresentam autocorrelação espacial positiva e elevada. O I de Moran global, calculado sobre pesos de contiguidade rainha com 999 permutações, é de 0,631 para a abstenção, 0,722 para os brancos e 0,726 para os nulos, todos com p = 0,001. Municípios vizinhos se parecem muito mais entre si do que o acaso produziria: a variação não é ruído municipal, mas estrutura regional.
Tabela 4 — Municípios por tipo de agrupamento local (LISA, p < 0,05)
| Tipo de agrupamento | Abstenção | Brancos | Nulos |
|---|---|---|---|
| alto-alto | 908 | 1129 | 1063 |
| baixo-baixo | 1212 | 1379 | 1495 |
| alto-baixo | 81 | 35 | 27 |
| baixo-alto | 58 | 70 | 60 |
| não significativo | 3311 | 2957 | 2925 |
Agrupamentos locais de abstenção por município
O mapa dos agrupamentos locais organiza o país em duas manchas nítidas. Os 908 municípios do agrupamento alto-alto concentram-se no Sudeste (511), sobretudo no Vale do Jequitinhonha e no norte de Minas Gerais, e no Centro-Oeste (209), com extensões pela fronteira agrícola do Mato Grosso e pelo oeste amazônico. Os 1.212 municípios do agrupamento baixo-baixo concentram-se no Nordeste (612) — Ceará, Piauí, Paraíba, Rio Grande do Norte — e no Sul (498), em Santa Catarina e no Rio Grande do Sul. Apenas quatro municípios do Sudeste integram agrupamentos de baixa abstenção.
6 O componente cadastral
Parte da abstenção medida é artefato do cadastro, não comportamento. Eleitores falecidos, emigrados ou domiciliados em município diverso sem transferência de título permanecem como aptos e computam como ausentes. Como esse componente é administrativo, qualquer leitura política da variação espacial precisa primeiro estimálo.
O indicador adotado é a razão entre o eleitorado apto do TSE em 2026 e a população de 16 anos ou mais do Censo de 2022. Valores acima de um indicam que há mais títulos ativos do que residentes em idade eleitoral.
Razão entre eleitorado apto e população em idade eleitoral por município
A mediana municipal da razão é de 1,080, e 3.986 dos 5.570 municípios apresentam razão superior a um — 2.510 deles acima de 1,10. O indicador tem ele próprio autocorrelação espacial positiva, ainda que bem menor que a das taxas eleitorais (I de Moran = 0,243, p = 0,001), e seu padrão é o esperado: cadastros inflados nos municípios pequenos de áreas de emigração, cadastros abaixo da população adulta nas metrópoles receptoras.
O ponto decisivo é que esse indicador quase não se correlaciona com a abstenção. A correlação de Pearson entre a razão cadastral e a taxa de abstenção municipal é de 0,023, e a de Spearman, de -0,074. Municípios com cadastro visivelmente inflado não registram, por isso, abstenção sistematicamente maior.
Esse resultado precisa ser qualificado em três pontos, e nenhum deles é trivial. Primeiro, o Censo é de 2022 e o cadastro de 2026: crescimento ou perda populacional real desloca a razão sem que haja inflação cadastral. Segundo, a razão mede o estoque de títulos excedentes, não o fluxo de eleitores que se mudaram e deixaram de votar. Essas são grandezas relacionadas, mas distintas. Terceiro, como mostra a seção 7, a associação deixa de ser nula quando se controla a estrutura espacial, o que sugere que o efeito cadastral existe, mas é suprimido na correlação bivariada por covariar negativamente com os fatores regionais que elevam a abstenção. O indicador é, portanto, indicial, e a conclusão defensável é restrita: a inflação cadastral não explica a configuração espacial observada, ainda que contribua marginalmente para ela.
7 Modelos
A estimação por mínimos quadrados ordinários da abstenção municipal sobre o grau de urbanização, a taxa de alfabetização, o logaritmo do PIB per capita, o logaritmo do eleitorado apto, a razão cadastral e efeitos fixos de região produz R² de 0,323, mas resíduos com I de Moran de 0,489 (p < 0,001). Os testes do multiplicador de Lagrange rejeitam a ausência de dependência espacial tanto na forma de defasagem quanto na de erro. Os erros-padrão do MQO são, portanto, inválidos, e seus coeficientes, viesados; os resultados a seguir provêm de um modelo de erro espacial com correção para heterocedasticidade e, para comparação, de um modelo de defasagem espacial.
Tabela 5 — Determinantes da taxa de abstenção municipal, modelos espaciais
| Variável | Erro espacial (coef.) | (e.p.) | Defasagem espacial (coef.) | (e.p.) |
|---|---|---|---|---|
| Grau de urbanização | 1,994 | 0,282 | 1,825 | 0,243 |
| Taxa de alfabetização | −0,234 | 0,018 | −0,205 | 0,015 |
| PIB per capita (log) | −0,307 | 0,092 | −0,269 | 0,076 |
| Eleitorado apto (log) | 0,667 | 0,058 | 0,478 | 0,045 |
| Razão cadastral | 1,987 | 0,332 | 1,040 | 0,251 |
| Região Norte | −4,358 | 0,576 | −2,626 | 0,261 |
| Região Nordeste | −6,626 | 0,535 | −5,069 | 0,379 |
| Região Sul | −3,138 | 0,503 | −1,677 | 0,239 |
| Região Sudeste | −0,292 | 0,472 | −0,294 | 0,147 |
| λ / ρ | 0,768 | 0,011 | 0,443 | 0,048 |
Nota: variável dependente em pontos percentuais; categoria de referência das regiões é o Centro-Oeste; pseudo-R² do modelo de defasagem = 0,569; n = 5.570.
Quatro leituras se sustentam. A alfabetização é o preditor individual mais robusto: cada ponto percentual adicional na taxa de alfabetização municipal associa-se a redução de aproximadamente 0,23 ponto na abstenção. O grau de urbanização opera na direção oposta à que a literatura sobre custos de deslocamento sugeriria — municípios mais urbanizados abstêm-se mais, controlados os demais fatores. Os efeitos regionais sobrevivem à inclusão das covariáveis socioeconômicas: o Nordeste mantém abstenção 6,6 pontos inferior à do Centro-Oeste depois de controlados para as variáveis urbanização, alfabetização, renda e porte, o que indica que o diferencial regional não é redutível à composição socioeconômica dos municípios.
Quanto à razão cadastral, o coeficiente é positivo e estatisticamente distinguível de zero nas duas especificações, ao contrário do que a correlação bivariada sugeria. Sua magnitude, porém, é modesta: o desvio-padrão da razão é de 0,184, de modo que um desvio-padrão adicional corresponde a algo entre 0,19 e 0,37 ponto percentual de abstenção, contra um desvio-padrão de 4,05 pontos na variável dependente. O componente cadastral é real e mensurável, mas responde por fração pequena da variação espacial.
Os parâmetros de dependência espacial permanecem elevados nos dois modelos (λ = 0,768; ρ = 0,443), o que significa que as covariáveis disponíveis não esgotam a estrutura regional. Há algo de espacialmente organizado na abstenção que nem a composição socioeconômica nem o estado do cadastro captam.
Os modelos para brancos e nulos, reportados no material de apoio, confirmam a independência documentada na seção 4: a razão cadastral tem coeficiente negativo em ambos, o grau de urbanização perde significância na equação dos brancos, e as assinaturas regionais são distintas das da abstenção.
8 O que os níveis mais finos revelam
As seções 4 a 7 trabalham com o município porque é o nível que se articula com a malha territorial e com o Censo. O arquivo de seção permite agora descer abaixo dele, e a pergunta desta seção é quanto dessa descida altera a leitura. A resposta tem duas partes, e elas apontam em direções opostas: a zona eleitoral quase nada acrescenta; o local de votação e a seção acrescentam muito.
Tabela 6 — Dispersão da taxa de abstenção por nível de agregação territorial
| Nível | Unidades | Mediana (%) | Desvio-padrão (p.p.) | Mínimo (%) | Máximo (%) |
|---|---|---|---|---|---|
| Município | 5.571 | 20,59 | 4,05 | 7,31 | 40,09 |
| Município-zona | 6.106 | 20,62 | 4,01 | 7,31 | 40,09 |
| Local de votação | 94.087 | 19,80 | 5,40 | 0,00 | 90,75 |
| Seção | 497.897 | 20,29 | 5,56 | 0,00 | 90,75 |
Fonte: elaboração própria a partir do Repositório de Dados Eleitorais do TSE.
Distribuição da taxa de abstenção por nível de agregação territorial
Os 6.106 pares município-zona do país distribuem-se quase exatamente como os 5.571 municípios: o desvio-padrão passa de 4,05 para 4,01 pontos percentuais e as medianas coincidem. A razão é estrutural. Apenas 190 municípios têm mais de uma zona — ainda que reúnam 47,1% do eleitorado — e, mesmo entre eles, a amplitude interna mediana é de 1,33 ponto percentual. Nos demais 5.381, município e município-zona são a mesma unidade.
As exceções são as capitais. A maior amplitude interna do país está no Rio de Janeiro, cujas 49 zonas vão de 22,16% a 31,85% — 9,69 pontos de diferença dentro de uma mesma cidade. São Paulo, com 57 zonas, varia 6,42 pontos; Maceió, 6,19. Nessas cidades a média municipal encobre contrastes da ordem dos que separam unidades da federação.
Abaixo da zona o quadro se inverte. A dispersão entre os 94.087 locais de votação e entre as 497.897 seções do país é bem maior que a dispersão entre municípios, e a decomposição da variância mostra onde a abstenção de fato varia.
Decomposição da variância da abstenção por nível territorial
Da variância total da abstenção entre seções, ponderada pelo eleitorado, 40,9% corresponde a diferenças entre municípios e apenas 1,5% a diferenças entre zonas do mesmo município. Os 23,8% seguintes separam locais de votação de uma mesma zona, e os 33,8% restantes separam seções de um mesmo local. Quase três quintos da variação, portanto, ocorrem dentro das zonas eleitorais, num nível territorial que nenhuma das covariáveis municipais da seção 7 é capaz de representar.
O resultado qualifica a análise das seções anteriores sem contradizê-la. Os 40,9% entre municípios são a parcela que os mapas, o I de Moran e os modelos espaciais descrevem, e eles a descrevem bem. O que o nível municipal não alcança é a maior parte do fenômeno: a estrutura regional é forte, mas convive com variação intramunicipal de magnitude comparável à que separa o Nordeste do Centro-Oeste.
Duas cautelas são devidas. A seção eleitoral tem em média 317 eleitores, e a composição de seu cadastro introduz heterogeneidade de idade e de tempo de domicílio que nada tem de territorial; parte dos 33,8% atribuídos ao nível da seção é, provavelmente, composição cadastral e não geografia. O nível do local de votação está menos sujeito a essa objeção e responde sozinho por 23,8% da variância. A segunda cautela é que esta seção descreve onde a variação está, e não o que a produz: identificar os determinantes da variação entre locais de votação exige cruzar os endereços dos 94.087 locais com dados de setor censitário, o que faremos em relatório futuro.
9 Principais resultados
Esta seção reúne os achados que o material sustenta, na ordem de sua consequência para a leitura da abstenção. Todos se referem ao primeiro turno, e nenhum depende de comparação com pleitos anteriores, que fica para a rodada seguinte.
• Abstenção, votos brancos e votos nulos são fenômenos independentes entre si. As correlações municipais entre as três taxas são praticamente nulas: 0,024 entre abstenção e brancos, 0,164 entre abstenção e nulos e 0,182 entre brancos e nulos. Os modelos reproduzem a separação, com a razão cadastral tomando coeficiente positivo na equação da abstenção e negativo nas de brancos e nulos, e com assinaturas regionais distintas em cada uma das três. O tratamento das categorias sob a rubrica agregada de “não-voto” não encontra respaldo na estrutura dos dados.
• O ordenamento regional da abstenção é inverso ao que a hipótese da privação socioeconômica prediz. As taxas mais altas estão no Sudeste (22,70%) e no CentroOeste (21,70%), e a mais baixa no Nordeste (18,39%); o Ceará registra o piso nacional, 15,52%, e oito das dez menores taxas são de unidades nordestinas. O diferencial sobrevive ao controle estatístico: no modelo de erro espacial, o Nordeste mantém abstenção 6,6 pontos inferior à do Centro-Oeste depois de controladas urbanização, alfabetização, renda e porte.
• A maior parte da variação está abaixo do município. Diferenças entre municípios respondem por 40,9% da variância entre seções; diferenças entre zonas do mesmo município, por 1,5%; e diferenças entre locais de votação e entre seções, pelos 57,6% restantes. A análise municipal descreve bem a parcela que lhe cabe, que é menos da metade do fenômeno.
• Não há gradiente de abstenção por porte do eleitorado municipal. Entre o estrato de até cinco mil eleitores e o de mais de quinhentos mil a taxa varia menos de um ponto percentual, sem ordenamento monotônico, e o grau de urbanização opera nos modelos na direção contrária à esperada. As duas evidências convergem contra a explicação da ausência às urnas pelo custo de deslocamento e pelo anonimato metropolitano.
• A taxa de alfabetização é o preditor individual mais robusto: cada ponto percentual adicional na taxa municipal associa-se a uma redução de aproximadamente 0,23 ponto na abstenção, com sinal estável nas duas especificações espaciais.
• O componente cadastral é real, mensurável e pequeno. A mediana municipal da razão entre eleitorado apto e população em idade eleitoral é de 1,080, e 3.986 dos 5.570 municípios apresentam razão superior a um. A correlação bivariada com a abstenção é praticamente nula, e o coeficiente só se torna positivo e distinguível de zero sob controle da estrutura espacial; mesmo então, um desvio-padrão da razão corresponde a algo entre 0,19 e 0,37 ponto percentual de abstenção, contra um desvio-padrão de 4,05 pontos na variável dependente.
• Nenhum conjunto de covariáveis disponível esgota a estrutura regional. Os parâmetros de dependência espacial permanecem elevados nos dois modelos (λ = 0,768; ρ = 0,443), o que significa que há na abstenção algo espacialmente organizado que nem a composição socioeconômica dos municípios nem o estado do cadastro captam.
10 Próximos passos
O segundo turno, em 25 de outubro, oferece o teste mais limpo ao alcance para separar o componente cadastral do conjuntural: o cadastro é o mesmo nas duas datas, de sorte que a variação da abstenção entre turnos, por seção, é atribuível à mobilização e à configuração da disputa, e não ao estoque de títulos.
A série histórica municipal de 2002 em diante, disponível no Repositório de Dados Eleitorais, situará 2026 e dirá se os agrupamentos aqui descritos são estáveis ou próprios deste pleito.
E o endereço dos locais de votação, que o arquivo de seção agora fornece, abre a possibilidade de descer ao setor censitário e investigar os determinantes da variação intramunicipal documentada na seção 8 — que é, pela decomposição ali apresentada, onde está a maior parte do fenômeno.
Fontes dos dados
BRASIL. Tribunal Superior Eleitoral. Repositório de dados eleitorais: detalhe da votação por seção, eleições gerais 2026, primeiro turno. Brasília: TSE, 2026. Disponível em: http://cdn.tse.jus.br/estatistica/sead/odsele. Acesso em: 6 out. 2026.
BRASIL. Tribunal Superior Eleitoral. Sistema de divulgação de resultados: eleições gerais 2026, primeiro turno. Ciclo ele2026, eleição 6257. Disponível em: http://resultados.tse.jus.br. Acesso em: 5 out. 2026.
INSTITUTO BRASILEIRO DE GEOGRAFIA E ESTATÍSTICA. Censo demográfico 2022: população residente, situação do domicílio, idade e taxa de alfabetização. Rio de Janeiro: IBGE, 2023. Disponível em: http://apisidra.ibge.gov.br. Acesso em: 5 out. 2026. 2022.
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INSTITUTO BRASILEIRO DE GEOGRAFIA E ESTATÍSTICA. Produto interno bruto dos municípios: Rio de Janeiro: IBGE, http://apisidra.ibge.gov.br. Acesso em: 5 out. 2026.
Expediente DONE
Coordenação
João Feres Júnior e Carolina de Paula
Equipe
André Felix
André Lima Madruga
Lidiane Vieira
Eduardo Barbabela
Luana Calzavara
Pollyanna Brêtas
Francieli Manginelli
Maria Luiza Paschoal
Shamira Rossi
Eduarda Pinto
Vitor Reis Soares
Natália Paiva
