Abstenção, votos brancos e votos nulos no primeiro turno da eleição presidencial de 2026
Distribuição espacial e fatores associados — relatório preliminar
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 8.
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.
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 sistema de divulgação de resultados do Tribunal Superior Eleitoral (resultados.tse.jus.br), ciclo ele2026, pleito 3220, eleição 6257 (primeiro turno), cargo 1 (Presidente), extraídos em 5 de outubro de 2026, com a totalização já encerrada — 100% das seções totalizadas.
O recurso a essa fonte, e não ao Repositório de Dados Eleitorais, decorre do estado da publicação. Em 5 de outubro o arquivo detalhe_votacao_munzona_2026.zip já constava do repositório, mas continha apenas o cabeçalho, sem qualquer linha de dados, e o arquivo perfil_comparecimento_abstencao_2026.zip ainda não havia sido publicado. O sistema de divulgação, por outro lado, disponibiliza os agregados municipais completos.
Essa escolha impõe uma limitação de granularidade que convém registrar com clareza. O sistema de divulgação não expõe o nível município-zona, de modo que a unidade de observação deste relatório é o município. Para a análise espacial a perda é pequena — a zona eleitoral não é unidade territorial, abrange mais de um município no interior e subdivide os municípios grandes, de sorte que o município é justamente o nível que se articula com a malha territorial e com os dados censitários. Para o exame do comparecimento por sexo, idade e escolaridade, contudo, a perda é real, e essa desagregação fica pendente da publicação dos arquivos do repositório.
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: das 499.248 seções previstas, 41 não foram instaladas, afetando 423 eleitores distribuídos por 40 municípios. Esses eleitores computam como ausentes sem que tenha havido oportunidade de voto. Em pleitos anteriores o fenômeno teve magnitude suficiente para distorcer a leitura espacial da abstenção; em 2026 ele é numericamente desprezível, e por isso as taxas ajustadas e brutas coincidem até a segunda casa decimal.
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 “não-voto”, 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 Centro-Oeste (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 estimá-lo.
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 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 ao nível municipal, 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 Centro-Oeste (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 geografia da abstenção não é redutível à composição socioeconômica dos municípios.
- 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. O grau de urbanização, nos modelos, opera na direção contrária à esperada: municípios mais urbanizados abstêm-se mais, controlados os demais fatores. As duas evidências convergem contra a explicação da ausência às urnas pelo custo de deslocamento e pelo anonimato metropolitano. Brancos e nulos, ao contrário da abstenção, crescem de modo consistente com o porte.
- A taxa de alfabetização é o preditor individual mais robusto da abstenção. 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.
- A variação das três taxas é fortemente organizada no espaço e desenha duas manchas contíguas. O I de Moran global é de 0,631 para a abstenção, 0,722 para os brancos e 0,726 para os nulos, todos com p = 0,001. Os 908 municípios do agrupamento local de alta abstenção 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 de baixa abstenção estão no Nordeste (612) e no Sul (498). Apenas quatro municípios do Sudeste integram agrupamentos de baixa abstenção.
- O componente cadastral da abstenção 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 dessa razão com a abstenção é praticamente nula (-0,023 de Pearson; -0,074 de Spearman), e o coeficiente só se torna positivo e distinguível de zero sob controle da estrutura espacial. Mesmo então a magnitude é modesta: um desvio-padrão da razão (0,184) corresponde a algo entre 0,19 e 0,37 ponto percentual de abstenção, contra um desvio-padrão de 4,05 pontos na variável dependente. A inflação cadastral não explica a configuração espacial observada, ainda que contribua marginalmente para ela.
- Nenhum dos conjuntos de covariáveis disponíveis 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. Identificar esse resíduo é a pergunta que esta rodada deixa em aberto.
Fontes dos dados
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.
INSTITUTO BRASILEIRO DE GEOGRAFIA E ESTATÍSTICA. Malha municipal digital do Brasil: 2022. Rio de Janeiro: IBGE, 2023. Disponível em: http://servicodados.ibge.gov.br. Acesso em: 5 out. 2026.
INSTITUTO BRASILEIRO DE GEOGRAFIA E ESTATÍSTICA. Produto interno bruto dos municípios: 2023. Rio de Janeiro: IBGE, 2025. Disponível em: http://apisidra.ibge.gov.br. Acesso em: 5 out. 2026.
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