MPRAMunich Personal RePEc Archive
Ballot order effects: an analysis of Irish
general elections
John Regan
University College Dublin, School of Economics
April 2012
Online at http://mpra.ub.uni-muenchen.de/38304/
MPRA Paper No. 38304, posted 23. April 2012 13:42 UTC
UCD CENTRE FOR ECONOMIC RESEARCH
WORKING PAPER SERIES
2012
Ballot Order Effects: An Analysis of Irish General Elections
John Regan, University College Dublin
WP12/16
April 2012
UCD SCHOOL OF ECONOMICS
UNIVERSITY COLLEGE DUBLIN
BELFIELD DUBLIN 4
 
Ballot Order effects: An analysis of Irish General Elections 
John Regan 
UCD School of Economics 
John.regan@ucd.ie  
 
Keywords: Ballot order effects, Proportional Representation, Fixed Effects, Irish 
Elections, Maltese Elections 
 
May 2011 
 Abstract: This paper presents evidence of ballot order effects in Irish General 
Elections,  where  candidates  are  listed  in  alphabetical  order.  Data  relating  to 
elections from 1977 to 2011 suggest the effect is significant in a statistical sense 
and  in  magnitude.  The  nature  of  the  Irish  electoral  system  sees  voters  cast 
preferences  for  candidates,  and  as  a  result  a  greater  level  of  information 
regarding voters becomes available. Various fixed effects are added to control for 
constituencies, candidates and political parties. 
________________________ 
The  author  gratefully  acknowledges  financial  support  from  the  IRCHSS.  I  am 
indebted  to  Paul  Devereux  for  detailed  comments  and  suggestions  and  to 
participants of the IRCHSS QSS Conference 2010.     
INTRODUCTION 
The slim margin of victory in the U.S. Presidential election between Al Gore and 
George  Bush  Jr.  in  November  2000  focused  media  attention  on  ballot  paper 
design and whether better voting technologies and methods could be adopted to 
improve  accuracy.  The  same  is  true  of  Ireland,  where  the  Commission  on 
Electronic  Voting  was  established  in  2004  to  determine  whether  electronic 
voting  would  improve  accuracy.  Large  sums  of  money  have  been  spent  by 
various  governments  to  improve  the  accuracy  of  elections,  through  electronic 
voting  and  voting  reform.  Yet,  there  remains  one  significant  problem  that 
continues to bias election results ‐ the order in which candidate names appear on 
a ballot paper.    
Politicians have a long‐held belief that ballot ordering can influence the outcome 
of  an  election.  Social  scientists  have  studied  this  effect  and  made  conclusions 
about  its  impact,  yet  courts  of  law  have  rarely  acted  to  remove  such  a  bias. 
Extensive  academic  research  has explored  the  characteristics  and dynamics  of 
ballot order effects in the U.S., finding that a “primacy effect” (being listed first) 
can have a significant impact on election outcomes (Miller & Krosnick (1998), 
Koppell & Steen (2004), Ho & Imai (2008)). When a ballot paper is complex or 
when many candidates are competing for the same position, voters may not be 
well informed about each candidate and can therefore make decisions that have 
been influenced by the ballot paper in front of them.    
Irish elections are conducted through Proportional Representation using a Single 
Transferable Vote (PR‐STV). Previous research on Irish elections has addressed 
some aspects of ballot order effects, but has not sought to analyse the full extent 
of such an effect (Robson & Walsh (1974) and Bowler & Farrell (1991a)).   
Under the PR‐STV system, voters may indicate their first, second and subsequent 
preferences among the list of candidates. The candidates on the ballot paper are 
usually  presented  in  one  column1.  Only  when  an  unusually  large  number  of 
candidates  are  declared  will  the  candidates  be  presented  in  two  columns2. 
                                                             
1 A sample ballot paper can be found in Appendix G 
2 For a detailed analysis of voting in Ireland, see Coakley and Gallagher (2009). 
Candidates are placed on the ballot paper in alphabetical order according to their 
surname,  so  a  “primacy  effect”  would  suggest  a  greater  number  of  elected 
politicians (TD's ‐ Members of the Irish Parliament) would have surnames near 
the beginning of the alphabet.  
The  purpose  of  this  paper  is  to  assess  whether  ballot  ordering  influences 
constituency  results.  Specifically,  this  paper  asks  whether  occupying  the  first 
ballot position has a significant advantage (in both the statistical and magnitude 
sense) over other ballot positions. This paper will add to the existing literature 
on alphabetical voting by examining a much larger sample of Irish elections than 
has previously been undertaken. Using the summary constituency results from 
the 11 General Elections between 1977 and 2011 to the Irish Parliament (Dáil 
Éireann),  this  paper  will  analyse  first  preference  votes  and  subsequent 
preferences  (transfer  votes).  The  subsequent  preferences  of  voters  are  an 
important but often ignored part of the PR‐STV system. 
Voter  apathy  is  a  potential  reason  why  ballot‐ordering  effects  exist.  Voter 
turnout  and  adult  education  levels  have  changed  significantly  over  the  period 
covered in this dataset and this could impact on the number of votes cast that 
were influenced by ballot ordering. This paper will examine whether ballot order 
effects  have  changed  over  time  in  line  with  changes  in  voter  turnout  and 
education levels. 
The multi‐seat nature of constituencies in Irish elections often results in political 
parties running more than one candidate to maximize the political party's total 
vote. This paper will examine intra‐party and inter‐party voting bias to assess 
how “party voters” are influenced by ballot order. Ireland is one of two countries 
to  use  PR‐STV  for  elections  to  its  primary  legislative  assembly.  The  Maltese 
system of PR‐STV is quite similar to Ireland and is used in this paper to provide 
supportive evidence that ballot order effects transcend Irish elections. 
 
   
THEORY OF BALLOT ORDER EFFECTS  
Cognitive Costs and Bounded Rationality 
Simon  (1957)  puts  forward  the  idea  that  decision‐making  by  individuals  is 
limited by the level of information available to them, the cognitive resources, and 
the amount of time available to them to make a decision. He states "boundedly 
rational agents experience limits in formulating and solving complex problems 
and  in  processing  (receiving,  storing,  retrieving,  transmitting)  information". 
Simon  suggests  that  individuals  use  heuristic  methods  to  help  make  decisions 
quickly  rather  than  using  a  strict  rule  of  optimization.  Examples  of  heuristic 
methods include a “rule of thumb”, an educated guess or common sense. They do 
this because of the complexity of the situation, and their inability to process and 
compute  the  expected  utility  of  every  alternative  action.  Deliberation  or 
cognitive costs might be high and there may be economic activities also requiring 
consideration and decision (Simon, 1957).  
The  theory  of  cognitive  costs  is  analysed  in  a  number  of  experiments  where 
people  are  asked  to  choose  between  various  alternatives.  Students  who  are 
presented with multiple choice exams are biased towards choosing answers near 
the top of the list (Cronbach, 1950). When people were asked to choose between 
food or drinks they had just tasted they were biased towards choosing the first 
one  they  had  tasted  (Dean,  1980).  Simon  (1957)  suggests  people  will  often 
choose the first reasonable option, especially if they consider the consequences 
of such a mistake to be small. 
In an election, voters will incur some nonzero cost while reading and processing 
the information presented to them during the course of the election campaign 
and on the ballot paper. When voters are faced with a list of election candidates 
they  will  search  their  memories  to  find  reasons  to  vote  for  each  candidate3. 
Voters think less and less about each subsequent alternative, and as they work 
through the list of candidates their short‐term memory can become congested 
                                                             
3 Rabin and Schrag (1999) suggest that people evaluate lists with a confirmatory bias. It suggests 
that people tend to notice and look for information that confirms their existing beliefs, whilst 
ignoring anything that contradicts those beliefs. 
with  thoughts.  Therefore,  they  may  be  more  likely  to  generate  favourable 
thoughts about candidates listed initially, biasing them toward voting for them. 
Based on this cognitive cost of voting idea, it would be expected that voters are 
thinking less and less about each alternative when considering who to vote for. If 
voters  are  asked  to  rank  candidates  according  to  their  preferences  in  an 
alternative vote or transferable vote electoral system then it is likely that these 
effects  are  exacerbated.  As  a  result,  the  magnitude  of  ballot  order  effects  can 
differ  depending  on  the  electoral  system  and  whether  the  voter  can  rank 
candidates in order of preference. The Irish electoral system analysed here uses 
a  proportional  representation  system  where  voters  rank  candidates  to  outline 
their preferences.    
 
Name and Alphabetical Effects 
Nuttin (1985) and Johnson (1986) suggest people tend to have preferences for 
names  that  share  initials  with  their  own  name  or  “name  letter  effect”.  Nuttin 
(1985) presents experimental evidence which shows that letters belonging to an 
individual’s own first or family name are preferred above other letters. Hooren 
et al. (1990) find that when participants were asked to choose between random 
letters,  they  chose  the  group  that  contained  letters  found  in  their  own  name. 
Hooren et al (1990) find that letters belonging to the participants’ own names 
were preferred to all other letters. Byrne (1971) suggests people have a positive 
regard for political candidates who share their own initials, because similarity 
enhances  attraction.  Zajonc  (1968)  notes  that  the  greater  prevalence  of  such 
names in the general public results in an increased exposure to such candidates, 
and this exposure enhances liking. Pelham, et al. (2005) suggests that this effect 
arises out of “implicit egotism”, whereby people gravitate towards places, people 
and situations that reflect themselves, including perhaps similarities with their 
own name.   
Mackerras (1970), Trench (1987) and Orr (2002) noted that political parties are 
aware of ballot order effects and will often use it to maximize the party's vote by 
choosing  candidates  who  would  take  advantage  of  a  predetermined  ordering 
(alphabetical etc.). Many governments have used randomisations of the ordering 
of  names,  or  rotations  in  the  printing  of  ballot  papers  to  counteract  ballot‐
ordering bias. The California Alphabet Lottery (Ho and Imai, 2008) is an example 
where both a randomisation and rotation are used. The letters of the alphabet 
are drawn at random to form a randomized ordering, which is used in the first 
electoral district. This randomised ordering is then rotated through the electoral 
districts by moving the candidate at the top of one district to the bottom of the 
next district.  
The  ordering  of  candidate  names,  whether  alphabetic  or  randomised,  may 
induce  behavioural  changes  in  candidates,  making  it  difficult  to  estimate  the 
direct effects of ballot order. Candidates who discover they are not placed in an 
optimal position after a randomisation may decide to canvass more aggressively 
in that district. The same is true of rotations within the electoral area. Depending 
on the timing of a randomisation, candidates can still be chosen or substituted by 
political parties to exploit the randomisation or the alphabet. 
Some countries, including Ireland, use alphabetical ordering for simplicity and 
try to counteract any cognitive costs or ballot order effects by providing detailed 
information on the candidates on the ballot paper. 
In Ireland, election candidates must use the name they are commonly known by 
when determining the ordering of names on the ballot paper, but deed polls may 
be used as a way of legally declaring a name change4. Changing a surname to its 
equivalent in the Irish language can often reward a candidate. Many surnames in 
Irish  begin  with  “Ó”  and  “Mac”  and  candidates  may  sometimes  drop  the  “Ó” 
altogether, or place it after their first name if doing so would be advantageous, 
examples of this include “Cuiv, Éamon Ó”. Candidates have also used marriage 
and maiden names if it might help them to move closer to the top of the ballot 
paper.    
In O'Reilly versus Minister for Environment (1986 ­ I.R. 143) the Irish High Court 
declared that alphabetical order on ballot papers was constitutional and rejected 
                                                             
4 E.g. Independent candidate “Seán D. Christian Democrat Dublin Bay Loftus” prior to the 1973 
General Election 
the idea that it created inequality between candidates. The High Court found that 
the alphabetical nature of the ballot paper made voting a simpler affair for the 
public.  In  an  attempt  to  counteract  these  effects,  political  party  logos  and 
candidate photographs were added in 1999 and 2000 respectively to aid voters 
and reduce the cognitive costs associated with voting.   
 
   
EMPIRICAL EVIDENCE OF BALLOT ORDER EFFECTS  
Several studies have found large and statistically significant ballot order effects. 
These  studies  have  focused  largely  on  the  U.S.,  with  some  others  looking  at 
Australia,  Malta  and  Ireland.  Research  can  be  broken  down  depending  on  the 
ordering  method  used  on  the  ballot  paper  (Alphabetical,  Rotation  and 
Randomisation). U.S research tends to be on going, with new papers published 
after  each set  of  state  and Congressional  elections.  Research  outside  the  US is 
relatively rare, with little substantive research on‐going in any one country. 
Research  relating  to  alphabetical  ordering  has  focused  on  Ireland  and  Malta; 
both  use  alphabetical voting  and proportional representation systems.  Robson 
and  Walsh  (1974)  examine  the  1973  General  Election  in  Ireland.  They  find 
strong  support  that  alphabetical  factors  are  important  in  Irish  elections;  it 
particularly favours the first candidate of a political party where they run more 
than one candidate in a constituency. Bowler & Farrell (1991a) briefly estimate 
ballot position effects for the 1989 Irish General Election, finding some evidence 
of such effects. Ortega‐Villodres (2008) uses longitudinal data to research ballot 
ordering  in  Malta,  finding  that  ballot  ordering  can  increase  a  candidate’s  vote 
share  by  8.22%  vis‐à‐vis  the  rest  of  the  party's  candidates.  Ortega‐Villodres 
(2008)  suggests  that  compulsory  voting  and  a  two  party  system  might  be  its 
causes. Ortega‐Villodres and De laPuerta (2004) offer a brief analysis of the 2002 
Irish election in a paper comparing Ireland and Malta, both of whom use PR‐STV 
as  the  electoral  system.  This  paper  will  add  to  the  existing  literature  by  fully 
examining  the  PR‐STV  electoral  system,  using  the  constituency  results  from 
eleven Irish General Elections between 1977 and 2011.   
Rotating names on the ballot paper by district or within bundles of ballot papers 
offers a simple alternative to alphabetic ordering. “Robson rotations” were first 
introduced in Tasmania in 1979 by the Tasmanian Member of Parliament Neil 
Robson and are now used in elections throughout the world (Ho and Imai, 2008). 
Under a “Robson rotation” names would be rotated on the ballot paper, where 
the number of rotations would be equal to the number of candidates, therefore 
“distributing” the effects amongst all the candidates. 
Rotations are rather common across the US. Miller and Krosnick (1998) analyse 
vote  returns  from  the  1992  Ohio  state  elections.  Miller  and  Krosnick  (1998) 
showed that name order effects increased a candidate's percentage of votes by 
2.33 per cent compared to when listed last. They conclude that even though the 
effect they find is statistically significant, it is not substantively significant and 
likely has no impact on electoral outcomes. Koppell and Steen (2004) disagree 
with  the  Miller  and  Krosnick  analysis  of  ballot  ordering  effects.  They  examine 
elections in New York City where rotations are also used, finding that positional 
bias ranges from 2 per cent to 4 per cent depending on the seniority of the public 
office.   
Despite attempts to remove ballot order effects, they remain present, even when 
the names are randomised. Ho and Imai (2008), analysing the 2003 Californian 
Recall elections, find minor party candidates can increase their share of the votes 
by between 2 and 4 percentage points when listed first on the ballot paper, with 
no  effects  for  major  party  candidates.  King  and  Leigh  (2009)  examine  the 
randomised  ballot  order  used  in  Australia  where  voting  is  compulsory. 
Compulsory  voting  is  likely  to  exacerbate  the  ballot  order  effect  (as  well  as 
increasing the number of invalid ballots) as people who typically don't vote or 
don't  care  about  politics  are  in  some  way  “forced”  to  come  out  and  mark  the 
ballot  paper5.  They  note  that  ballot  order  is  orthogonal  to  all  candidate 
characteristics due to the randomization of names. They estimate a statistically 
significant effect of 1% for the average candidate, with larger effects for smaller 
parties and independent candidates. 
 
 
   
                                                             
5 In the 2004 election the fine for failing to vote was Aus. $20, or approximately the average 
hourly wage 
DATA & METHODOLOGY  
The data used in this paper has been sourced from the Franchise Section of the 
Department of the Environment, Community & Local Government in Ireland. It 
covers the 457 separate constituency elections to Dáil Éireann that took place 
during the 11 General Elections between 1977 and 2011. 
In  total  there  are  4,807  election  candidate  observations  and  2,249  different 
individuals contested these elections during this period, 879 running more than 
once.  Information  regarding  constituencies,  the  number  of  seats  to  be  won  in 
each constituency, the names of candidates as they appeared on the ballot paper 
and the votes received by each candidate are contained within the dataset. 
Table  1  details  some  summary  statistics  regarding  elections  to  Dáil  Éireann 
between  1977  and  2011.  Irish  politics  is  dominated  by  three  political  parties 
(Fianna  Fáil,  Fine  Gael  and  Labour),  while  other  parties  and  independents 
struggle to have a significant impact. On average, incumbents receive 2.5 times 
the number of votes a challenger can expect to receive.  
Table  2  contains  information  regarding  number  of  candidates,  constituencies 
and quota sizes in the 11 elections covered in the dataset. Turnout varies over 
the  11  elections,  ranging  from  62%  in  2002  to  77%  in  1977.  The  number  of 
candidates has changed significantly over time, ranging from 364 in 1982 to 568 
in  2011.  This  may  also  have  influenced  ballot  order  effects  as  greater 
competition means longer ballot papers. As a result, controls have been added to 
account for the number of candidates on a ballot paper. 
Table 1 ‐ Descriptive Statistics
Mean SD Min Max
No. of Candidates 11.53 3.33 4 24
 ‐ Fianna Fáil (N=1291) 3.05 0.78 1 5
 ‐ Fine Gael (N=1115) 2.69 0.8 1 5
 ‐ Labour (N=517) 1.47 0.62 1 3
 ‐ Independents (N=1025) 3.95 2.36 1 14
1st Preference Votes 4,112 3,176 13 20,079
 ‐ Incumbents (N=1594) 7,046 2,370 1,096 20,079
 ‐ Challengers (N=3213) 2,656 2,430 13 17,256
 ‐ Fianna Fáil 6,235 2,700 447 20,079
 ‐ Fine Gael  5,450 2,578 549 17,472
 ‐ Labour  4,434 2,951 183 17,256
 ‐ Independents  1,223 1,967 13 17,075
Quota 8,827 1,352 5,859 13,864
Total Valid Poll 45,176 10,476 23,434 75,539
No. of Seats 4.13 0.8 3 5
Total Number of Observations ‐ 4807  
 
Table 2 ‐ Descriptive Statistics
Election No. of Seats
No. of 
Constituencies
Average 
Quota
Number of 
Candidates
Turnout
1977 148 42 8466 374 77.0%
1981 166 41 8327 402 76.5%
Feb‐82 166 41 8084 364 73.5%
Nov‐82 166 41 8185 364 72.5%
1987 166 41 8613 466 73.0%
1989 166 41 8018 370 68.0%
1992 166 41 8351 481 68.5%
1997 166 41 8551 483 66.0%
2002 166 42 8956 463 62.0%
2007 166 43 9865 470 67.0%
2011 166 43 10698 568 70.1%  
 
 
 
 
 
 
To capture ballot order effects we use the votes received by each candidate in the 
baseline specification: 
Votesijt  0  1(BallotPositionijt ) 2 (Incumbencyijt )Controlsijt  
Where i, j and t index candidates, constituencies and elections.  
 
Three  variations  of  the  dependent  variable  are  used:  the  number  of  first 
preference votes, the share of total votes in the constituency and Log(Share of 
Votes).  
BallotPositionijt  is a dummy variable for each ballot position. The fourteenth and 
subsequent  ballot  positions  have  been  grouped  together  as  frequency  gets 
smaller.  Incumbencyijt
 is  a  set  of  dummies  for  candidate  incumbency,  being  a 
sitting TD; being a Government Minister; being a leader of a political party and 
being a party member of the outgoing government. These are included to proxy 
for how large a profile the candidate may have in their constituency.  
The  following  set  of  controls  and  fixed  effects  are  used  throughout:  total 
candidates in the constituency (to control for the length of the ballot paper and 
for  the  level  of  competition),  constituency  fixed  effects,  political  party  fixed 
effects and election fixed effects.  
As ballot papers use alphabetic ordering, it is possible that a candidate with an 
“advantageous”  surname  might  occupy  the  top  ballot  position  in  numerous 
elections. If such a candidate were to be successful in a number of elections, the 
building up of a loyal support base would bias any estimates of ballot order. The 
cumulative  impact  of  ballot  ordering  over  successive  elections  may  lead  to  a 
serious  distortion  of  the  composition  of  Dáil  Éireann.  To  control  for  this, 
individual candidate fixed effects will also be used.  
There  exists  the  possibility  that  the  error  terms  are  non‐independent  of  each 
other (clustered) as candidates are running against each other at a constituency 
level. Failure to account for error clustering leads to under‐estimated standard 
errors and consequently the over‐rejection of hypothesis tests. This paper uses 
the  multi‐way  clustering  (Cameron,  Gelbach,  and  Miller,  2006)  for  estimating 
robust standard errors. Standard errors are clustered at the constituency level 
because ballot order varies at that level, but also at the individual level as there 
are repeated observations for individual candidates throughout the dataset. 
RESULTS 
1st Preference Votes   
Figure  1  presents  a  preliminary  examination  of  the  share  of  first  preference 
votes received by various ballot positions. The graphs show the average number 
of  first  preference  votes  candidates  receive  over  and  above  the  expected  vote 
(the  expected  vote  here  is  the  total  valid  poll  divided  by  the  number  of 
candidates),  arranged  from  ballot  position  1  to  14+.  The  marked  difference 
between the first few ballot positions and the remaining ballot positions would 
suggest there is a significant advantage to be located near the top of the ballot 
paper. As a result, having a surname that would potentially “guarantee” such a 
position would give a significant electoral advantage. This bias is clearly visible 
in  four  and  five  seat  constituencies  but  not  as  obvious  in  three  seat 
constituencies.  
 
Tables IV and V present results of the baseline specification, using Share of Total 
Votes as the dependent variable. Appendix A contains results using the Number 
of  1st  Preference  Votes  and  Log(Share  of  Votes)  as  the  dependent  variables. 
Table  IV  &  V  contain  the  results  from  five  regressions,  one  OLS,  three  fixed‐
effects panel models and a Logit model. Table IV uses the first position on the 
ballot paper as a dummy variable to capture the effect of being at the top of the 
ballot paper. Table V uses the first position on the ballot paper as the base line 
(excluded)  category  and  so  estimates  for  the  subsequent  ballot  positions  are 
relative to being first on the ballot.   
The OLS specification is provided to allow comparisons between OLS and fixed 
effects.  The  OLS  specification  over  estimates  the  effects  of  ballot  ordering, 
compared to the fixed effects models.  
The  fixed  effects  estimates  in  Table  IV  suggest  a  positive  and  statistically 
significant ballot ordering effect of 1.16 percentage points. Referring to the fixed 
effects  models  in  Table  V,  the  effect  of  being  on  a  subsequent  ballot  position 
ranges from ‐0.8 to ‐1.79 percentage points compared to being first on the ballot. 
These  numbers  are  rather  large,  considering  the  share  of  votes  a  candidate 
requires to win a seat ranges from 16.66% to 25%. Most of the estimates are 
significant  at  the  1  per  cent  level.  These  results  are  broadly  in‐line  with  the 
existing ballot  order  literature. Figure 2 presents a  graphical analysis of  these 
fixed  effects  regressions  and  includes  the  95%  confidence  intervals,  using  the 
two different error‐clustering methods.   
These results are echoed in the fixed effects regressions in Appendix A and B. 
The fixed effects estimates in Appendix A suggest a ballot ordering effect of 508 
first preference votes compared to other ballot positions. Referring to the fixed 
effects models in Appendix B, the effect of being on a subsequent ballot position 
ranges  from  393  to  783  first  preference  votes  compared  to  being  first  on  the 
ballot. These effects are surprisingly large given the average quota is 8,827 votes. 
Appendix B also presents estimates that being on a subsequent ballot position 
decreases a candidate’s share of the vote, with the effect ranging from 13.8% to 
31.3% depending the ballot position. 
As ballot papers are ordered alphabetically, it is possible that a candidate with an 
“advantageous”  surname  might  occupy  the  top  ballot  position  in  numerous 
elections. Specification (D) in Tables IV and V includes individual candidate fixed 
effects  to  account  for  such  “advantageous”  surnames  and  popularity.  This 
specification  is  identified  only  from  within  candidate  variation,  using  the  879 
candidates who ran in more than one election. The results are broadly similar to 
those from the other fixed effects regressions.   
Appendix C divides constituencies up by the number of seats to be filled in the 
election.  The  results  for  being  first  on  the  ballot  paper  suggest  that  ballot 
ordering effects are to be found in 4 and 5 seat constituencies only.   
The final specification in Table IV and V presents a logit model using the winning 
of a seat in Dáil Éireann as the dependent variable. Being the first candidate on 
the ballot paper has a positive effect on winning a seat. This result is significant 
at  the  5%  level.  This  has  been  explored  further  in  Appendix  C  by  dividing 
constituencies up by the number of seats to be won at each election. The logit 
results  in  Appendix  C  suggest  ballot  order  effects  only  matter  in  5  seat 
constituencies. 
 
Table 4
A B C D E
OLS Fixed Effects Fixed Effects Fixed Effects Fixed Effects Logit
1ST BALLOT POSITION 0.0152*** 0.0116*** 0.0116*** 0.0117** 0.320**
(0.00293) (0.00275) (0.00432) (0.00576) (0.133)
INCUMBENT TD 0.0890*** 0.0679*** 0.0679*** 0.0203*** 2.921***
(0.00172) (0.00205) (0.00308) (0.00347) (0.0872)
GOVERNMENT PARTY 0.00608*** ‐0.0192*** ‐0.0192*** ‐0.0110*** ‐0.00581
(0.00193) (0.00198) (0.00229) (0.00224) (0.0910)
GOVERNMENT MINISTER 0.0276*** 0.0364*** 0.0364*** 0.0168** 0.838***
(0.00521) (0.00569) (0.00706) (0.00708) (0.302)
POLITICAL PARTY LEADER 0.0652*** 0.0781*** 0.0781*** 0.0367** 1.869***
(0.0108) (0.0108) (0.0153) (0.0147) (0.628)
CONSTANT 0.176*** 0.155*** 0.155*** 0.238*** ‐1.751***
(0.00274) (0.0143) (0.0230) (0.0262) (0.0867)
Observations 4807 4807 4807 4807 4807
R‐squared 0.542 0.671 0.671 0.881 0.3148 (Pseudo)
Columns B, C and E use Constituency, Election, No. of Candidates and Political Party fixed effects.
Column D adds Individual Candidate fixed effects to Column C 
Columns A, B and E cluster at the Constituency Election level. C and D cluster at the constituency election and 
candidate level 
Robust Standard errors in parentheses, *** P<0.01, ** P<0.05, * P<0.1   
Table 5
A B C D E
OLS Fixed Effects Fixed Effects Fixed Effects Fixed Effects Logit
POSITION 2 ‐0.00819** ‐0.00812** ‐0.00812* ‐0.0120** ‐0.228
(0.00402) (0.00366) (0.00482) (0.00587) (0.196)
POSITION 3 ‐0.0138*** ‐0.0112*** ‐0.0112** ‐0.0107 ‐0.240
(0.00362) (0.00337) (0.00464) (0.00713) (0.189)
POSITION 4 ‐0.0144*** ‐0.0127*** ‐0.0127*** ‐0.0131* ‐0.252
(0.00383) (0.00358) (0.00492) (0.00785) (0.191)
POSITION 5 ‐0.0181*** ‐0.0142*** ‐0.0142*** ‐0.0165** ‐0.216
(0.00388) (0.00359) (0.00480) (0.00837) (0.199)
POSITION 6 ‐0.0169*** ‐0.0118*** ‐0.0118** ‐0.0197** ‐0.218
(0.00392) (0.00372) (0.00520) (0.00912) (0.194)
POSITION 7 ‐0.0176*** ‐0.0106*** ‐0.0106** ‐0.0164* ‐0.0759
(0.00382) (0.00349) (0.00480) (0.00942) (0.199)
POSITION 8 ‐0.0158*** ‐0.0126*** ‐0.0126*** ‐0.0229** ‐0.189
(0.00375) (0.00342) (0.00456) (0.00978) (0.201)
POSITION 9 ‐0.0167*** ‐0.0119*** ‐0.0119*** ‐0.0233** ‐0.689***
(0.00387) (0.00350) (0.00461) (0.0104) (0.229)
POSITION 10 ‐0.0153*** ‐0.0133*** ‐0.0133*** ‐0.0192* ‐0.385*
(0.00410) (0.00375) (0.00471) (0.0110) (0.226)
POSITION 11 ‐0.0143*** ‐0.00780* ‐0.00780 ‐0.0116 ‐0.0251
(0.00467) (0.00434) (0.00534) (0.0114) (0.270)
POSITION 12 ‐0.0186*** ‐0.0120*** ‐0.0120** ‐0.0233* ‐0.347
(0.00450) (0.00391) (0.00511) (0.0125) (0.263)
POSITION 13 ‐0.0220*** ‐0.0179*** ‐0.0179*** ‐0.0273** ‐0.639**
(0.00484) (0.00440) (0.00555) (0.0130) (0.311)
POSITION 14+ ‐0.0140*** ‐0.01000** ‐0.01000* ‐0.0153 ‐0.0928
(0.00459) (0.00442) (0.00531) (0.0138) (0.295)
INCUMBENT TD 0.0888*** 0.0679*** 0.0679*** 0.0202*** 2.495***
(0.00173) (0.00205) (0.00309) (0.00347) (0.0998)
GOV PARTY 0.00595*** ‐0.0193*** ‐0.0193*** ‐0.0111*** ‐0.692***
(0.00193) (0.00197) (0.00229) (0.00223) (0.0930)
GOV MINISTER 0.0276*** 0.0362*** 0.0362*** 0.0168** 0.965***
(0.00521) (0.00568) (0.00703) (0.00710) (0.306)
PARTY LEADER 0.0660*** 0.0785*** 0.0785*** 0.0369** 2.611***
(0.0108) (0.0108) (0.0154) (0.0149) (0.712)
CONSTANT 0.189*** 0.165*** 0.165*** 0.242*** ‐0.211
(0.00350) (0.0148) (0.0240) (0.0260) (0.248)
Observations 4807 4807 4807 4807 4807
R‐squared 0.544 0.672 0.672 0.882 0.3869 (Pseudo)
Columns B, C and E use Constituency, Election, No. of Candidates and Political Party fixed effects.
Column D adds Individual Candidate fixed effects to Column C 
Columns A, B and E cluster at the Constituency Election level. Columns C and D cluster at the 
constituency election and candidate level 
Robust Standard errors in parentheses, *** P<0.01, ** P<0.05, * P<0.1   
 
 
 
 
 
 
 
 
Figure 2 
 
 
 
Transfer Votes 
An  analysis  of  transfer  votes  is  required  to  fully  understand  the  nature  of 
elections in Ireland. Transfers are an important part of voting under the PR‐STV 
system.  When  a  candidate  has  been  elected,  or  eliminated,  their  votes  are 
transferred  according  to  the  second  and  subsequent  preferences  marked  on 
individual ballot papers. Eliminated candidates have all their votes transferred, 
while  elected  candidates  have  their  surplus  votes  transferred  (total  votes 
received over and above the quota to be deemed elected). 
With the election and elimination of candidates, the first candidate can change at 
each count. If the person at the top of the ballot paper is elected on the first count 
and has a surplus to distribute, then in the second count the person who was 
second  on  the  ballot  paper  becomes  the  first.  The  same  idea  applies  to 
candidates who have been eliminated. Arranging the data this way ensures that 
there is always a candidate described as first in each count. 
A specification similar to the baseline specification is applied, however instead of 
looking at the total number of votes a candidate has in each count, the change in 
total votes a candidate receives (i.e. the transfer votes) is used as the dependent 
variable.  The  number  of  votes  being  transferred  is  typically  small,  so  the 
regressions  using  raw  votes  as  the  dependent  variable  have  been  dropped  in 
favour of share of the transfers and log(Share of Transfers). 
 
 is  a  set  of  dummy  variables  for  each  count6,  added  to  account  for  the 
different rounds of transfer votes. The modified model is as follows: 
   
 
Table  VI  presents  the  fixed  effects  estimates.  Being  first  on  the  ballot  paper 
increases  a  candidate’s  share  of  the  transfer  votes  by  1.2  percentage  points. 
However, this number hides a significant portion of the variation between ballot 
positions and the lower panel of Table VI shows significant variation between 
ballot  positions  (relative  to  being  first).  Being  second,  third  or  fourth  on  the 
ballot  paper  has  a  statistically  significant  (negative)  effect  compared  to  being 
first.  Using  Log(Share  of  Transfer  Votes)  as  the  dependent  variable  in 
specification 2 produces similar results. Being first candidate on the ballot paper 
increases a candidate’s share of the transfers by 6.4 per cent. Again, the second 
panel of Table VI unmasks significant variation in this number. Being second and 
third on the ballot paper has a statistically significant (negative) effect compared 
to being first. 
                                                             
6 excludes the 1st count 
Table 6
Dependent Var Share of Votes Share of Votes LogShare LogShare
Clustering Election Count
Election Count &
Candidate
Election Count
Election Count &
Candidate
1st POSITION 1.231*** 1.231** 0.0636*** 0.0636**
(0.430) (0.483) (0.0223) (0.0273)
INCUMBENT TD 3.288*** 3.288*** 0.327*** 0.327***
(0.273) (0.340) (0.0177) (0.0228)
GOV PARTY -1.709*** -1.709*** -0.0943*** -0.0943***
(0.375) (0.370) (0.0263) (0.0282)
GOV MINISTER -0.326 -0.326 0.00504 0.00504
(0.819) (0.733) (0.0455) (0.0473)
PARTY LEADER 6.481*** 6.481*** 0.541*** 0.541***
(1.634) (2.249) (0.0853) (0.152)
Constant 37.51*** 37.51*** -1.727*** -1.727***
(0.478) (0.737) (0.0802) (0.0940)
R-squared 0.235 0.235 0.237 0.237
Dependent Var Share of Votes Share of Votes LogShare LogShare
Clustering Election Count
Election Count &
Candidate
Election Count
Election Count &
Candidate
POSITION 2 -1.196** -1.196* -0.0705*** -0.0705**
(0.567) (0.633) (0.0272) (0.0322)
POSITION 3 -2.109*** -2.109*** -0.102*** -0.102***
(0.538) (0.592) (0.0287) (0.0327)
POSITION 4 -1.250** -1.250** -0.0539* -0.0539
(0.522) (0.571) (0.0299) (0.0361)
POSITION 5 -0.508 -0.508 -0.00528 -0.00528
(0.540) (0.592) (0.0328) (0.0382)
POSITION 6 -0.624 -0.624 -0.0245 -0.0245
(0.528) (0.589) (0.0351) (0.0410)
POSITION 7 -0.925* -0.925 -0.0659* -0.0659
(0.539) (0.582) (0.0379) (0.0453)
POSITION 8 -1.100** -1.100* -0.0768* -0.0768
(0.549) (0.602) (0.0440) (0.0522)
POSITION 9 -0.548 -0.548 -0.0333 -0.0333
(0.587) (0.633) (0.0502) (0.0596)
POSITION 10 -1.329** -1.329* -0.0851 -0.0851
(0.608) (0.691) (0.0578) (0.0666)
POSITION 11 -1.431** -1.431** -0.161** -0.161**
(0.702) (0.716) (0.0708) (0.0790)
POSITION 12 -0.805 -0.805 -0.0517 -0.0517
(0.783) (0.847) (0.0883) (0.103)
POSITION 13 -0.918 -0.918 -0.0493 -0.0493
(0.964) (0.983) (0.118) (0.122)
POSITION 14+ -1.560** -1.560* -0.196** -0.196*
(0.714) (0.816) (0.0863) (0.106)
INCUMBENT TD 3.323*** 3.323*** 0.329*** 0.329***
(0.273) (0.339) (0.0177) (0.0226)
GOV PARTY -1.697*** -1.697*** -0.0935*** -0.0935***
(0.375) (0.370) (0.0263) (0.0282)
GOV MINISTER -0.398 -0.398 0.00116 0.00116
(0.818) (0.731) (0.0455) (0.0471)
PARTY LEADER 6.530*** 6.530*** 0.543*** 0.543***
(1.629) (2.185) (0.0850) (0.149)
Constant 38.92*** 38.92*** -1.653*** -1.653***
(0.564) (0.806) (0.0810) (0.0950)
R-squared 0.236 0.236 0.237 0.237
Number of Observations - 18,692
Robust standard errors in parentheses. *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
The following fixed effects are used throughout: Election Count, Total Candidates in that
count, Political Party, Election, Constituency & No. of Seats
 
Time Variation 
Voter  turnout  varies  significantly  over  the  11  elections  covered  in  the  data.  If 
ballot ordering effects come about because of voter apathy then we would expect 
ballot order effects have changed along with voter turnout over the past thirty 
years. Ballot order effects may also come about because of a lack of information 
about elections, voting or politics. If this is true, then changing education levels 
over the past thirty years would suggest ballot order effects would fluctuate over 
time. 
To test whether this is the case, an interact term is created between the ballot 
position  dummy  variable  and  each  election  in  the  sample.  The  interacted 
coefficients show the magnitude of ballot order effects in that election. 
 
 
The results from this specification are contained in Appendix D. Regardless of 
which dependent variable is used, the first position is positive (but not always 
significant) in all but the Feb. 1982 and 2011 General Elections. Ballot ordering 
appears to have had little or no impact on elections during the 1980's. This was a 
time of significant instability in Irish politics overall, and this may have resulted 
in the effect being non‐existent or more difficult to quantify. 
To test the hypothesis that ballot position effects do not change over time, an F 
test is conducted to test whether the 11 coefficients are equal. The F tests fail to 
reject  the  hypothesis  that  the  first  position  effect  is  the  same  in  all  eleven 
elections. 
 
   
Inter and Intra Political Party effects 
The  prominence  of  the  large  political  parties  in  Irish  elections  cannot  be 
underestimated. Voters are better informed about larger party candidates than 
smaller party candidates. One reason why ballot order effects might differ is the 
high visibility of large political parties during election campaigns; they distribute 
more literature, spend more money and receive more media coverage. 
Political parties can be described as “mainstream” and “marginal” parties, each 
having different types of voters and political views. Irish politics is dominated by 
three large political parties, Fianna Fáil, Fine Gael and the Labour Party. Their 
voters  are  often  described  as  “party  voters”.  “Party  voters”  are  indifferent 
between  candidates  of  their  favoured  political  party,  and  so  could  be  biased 
towards voting for the first party candidate on the ballot paper if ballot ordering 
effects exist between candidates. 
To  formally  test  whether  ballot  order  effects  differ  for  each  political  party  an 
interaction term is created between the ballot position dummy variable and each 
political  party.  The  interacted  coefficients  show  the  magnitude  of  ballot  order 
effects  for  candidates of  that  political  party.  The  smaller  political  parties  have 
been grouped together for simplicity. An F test is also undertaken, which tests 
whether  the  political  party  coefficients  are  equal.  The  results  of  these 
regressions are contained in Appendix E using the same dependent variables as 
before. Smaller political parties have been grouped together7. 
   
Regardless of which dependent variable is used, the results suggest that ballot 
order effects vary greatly between political parties. The effects are positive (but 
not always significant) for all of the party groupings, with the exception of the 
Labour  Party.  The  difference  between  Fianna  Fáil  and  Fine  Gael  candidates  is 
                                                             
7 The smaller political parties include the Green Party, Progressive Democrats, Democratic Left, Socialist Party, 
Socialist Workers Party, Workers party, Sinn Fein, Fathers Rights and Responsibilities, H‐Block Candidates and the 
Christian Solidarity Party 
striking, despite both political parties being similar in ideology. This could be due 
to  candidate  selection  procedures  within  the  two  parties,  with  Fianna  Fail 
selecting  candidates  to  take  advantage  of  ballot  ordering.  Independent 
candidates  may  also  be  influenced  by  ballot  ordering.  The  F  tests  reject  the 
hypothesis  that  ballot  ordering  effects  are  the  same  for  each  of  the  political 
parties. 
The larger political parties often aim to win at least one seat in a constituency (or 
two  in  a  larger  constituency)  and  may  run  more  than  one  candidate  each  to 
achieve  this  goal.  It  is  likely  therefore  that  a  ballot  ordering  effect  will  exist 
between  candidates  of  the  same  political  party.  There  is  often  more  than  one 
independent candidate running in a constituency. To test this intra‐party ballot 
ordering  hypothesis  the  sample  is  restricted  to  the  two  main  political  parties, 
Fianna  Fáil  and  Fine  Gael,  and  Independent  candidates  to  determine  whether 
ballot ordering exists within political parties and groups of independents. 
Regressions for the three sub‐samples are performed in a similar method to the 
original model. Errors are clustered at the individual candidate and constituency 
level. In doing so, the resulting estimates are relative to other candidates in that 
political party or independent grouping, rather than all candidates. The results 
are  contained  in  Appendix  F.  The  regressions  confirm  that  intra  party  ballot 
ordering exists for Fianna Fail candidates, but not for Fine Gael or independent 
candidates. Being the first Fianna Fáil candidate on the ballot paper can increase 
a candidates vote by 580 1st preference votes (or 11.5%) above that of the other 
Fianna Fáil candidates.  
 
   
PR­STV in Malta 
In order to test whether these effects are unique to Irish elections, an analysis of 
Maltese elections is undertaken below. This paper will attempt to exploit the fact 
that  both  countries  have  used  a  similar  electoral  system  in  order  to  establish 
whether these effects transcend Ireland.  
The Maltese PR‐STV rules were broadly similar to Ireland prior to 1971. From 
1921 to 1971, all candidates were listed on the ballot alphabetically, regardless 
of  their  party.  Since  1976,  they  have  been  grouped  by  party  and  listed 
alphabetically  within  their  party  group.  For  the  purposes  of  this  paper,  only 
those elections from 1921 to 1971 have been examined8. Ballot order effects for 
these  elections  have  been  analysed  by  Ortega‐Villodres  (2008),  finding 
significant  effects  which  are  then  attributed  to  compulsory  voting  and  a  two‐
party system. 
Table VII details summary statistics for Maltese elections. The summary statistics 
reflect the fact that the population of Malta is much smaller than Ireland. The 
average first preference vote is significantly smaller in Malta than in Ireland (642 
and  4,137  respectively).  This  is  also  reflected  in  the  quota  size  in  the  two 
countries (2,132 votes for Malta and 8,583 for Ireland). 
 
Table 7 ‐ Summary Statistics
Mean SD Min Max
No. of Candidates (N=1,889) 21.05 8 7 38
1st Preference Votes 642 766 1 6,137
 ‐ Incumbents (N=491) 1,291 1,011 14 6,137
 ‐ Challengers (N=1,398) 414 484 1 3,786
Quota 2,132 6,767 372 3,182
Constituency Total poll 12,792 4,431 1,857 19,357
No. of Seats in the Constituency 5 0.465 4 6
Source: Declarations of Results published by Electoral Commission  
The methodology used to analyse Irish elections is used here to allow for easy 
comparisons between Irish and Maltese elections. The following set of controls 
and fixed effects have also been added: total candidates in the constituency, no. 
                                                             
8 This data has been sourced from the Declarations of Results of Poll published by the Electoral 
Commission in the Government Gazette 
of seats in the constituency, constituency fixed effects and election fixed effects. 
Multi‐way clustering has been used in the same way as before, clustering by 
individual election level and at the individual candidate level. The results of the 
regression using 1st preference votes and the share of the 1st preference votes 
as the dependent variables are contained below. 
Based  on  the  results  in  Table  8,  a  significant  ballot  order  effect  appears  in 
Maltese General Elections. These effects are surprisingly large given the average 
quota  is  just  2,132  votes.  Using  Log(Share  of  1st  Preference  Votes)  as  the 
dependent variable suggests the effect of being on a subsequent ballot position 
decreases a candidate’s share of the vote by between 24% and 63% depending 
the ballot position. 
These  effects  are  much  larger  in  magnitude  than  the  effects  present  in  Irish 
elections. Ortega‐Villodres (2008) suggests this is potentially due to compulsory 
voting  in  Malta  or  a  largely  two  party  system  (Malta  Labour  Party  and  the 
Nationalist  Party).  Ireland  has  a  largely  two  party  system  also,  but  no 
compulsory  voting.  Given  the  compulsory  nature  of  voting  in  Malta  and  the 
cognitive  costs  associated  with  voting,  it  is  likely  that  ballot  order  effects  are 
exacerbated. 
 
Table 8
Coeff SE (A) SE (B) Coeff SE (A) SE (B)
Position 2 ‐229.5 (76.29)*** (72.96)*** Position 2 ‐0.441 (0.136)*** (0.136)***
Position 3 ‐160.1 (76.75)** (71.37)** Position 3 ‐0.296 (0.121)** (0.129)**
Position 4 ‐193.2 (75.45)** (84.09)** Position 4 ‐0.366 (0.128)*** (0.134)***
Position 5 ‐193 (89.51)** (102.3)* Position 5 ‐0.423 (0.136)*** (0.144)***
Position 6 ‐153.8 (81.66)* (87.02)* Position 6 ‐0.243 (0.139)* (0.146)*
Position 7 ‐257.5 (67.95)*** (74.15)*** Position 7 ‐0.558 (0.149)*** (0.152)***
Position 8 ‐158.6 (73.20)** (82.75)* Position 8 ‐0.474 (0.147)*** (0.155)***
Position 9 ‐208 (71.95)*** (81.60)** Position 9 ‐0.498 (0.145)*** (0.153)***
Position 10 ‐114.3 ‐84.25 ‐102.5 Position 10 ‐0.462 (0.156)*** (0.166)***
Position 11 ‐68.09 ‐99.34 ‐124.5 Position 11 ‐0.448 (0.158)*** (0.165)***
Position 12 ‐174.6 (90.85)* (99.73)* Position 12 ‐0.544 (0.179)*** (0.183)***
Position 13 ‐223.8 (107.7)** ‐137.1 Position 13 ‐0.637 (0.201)*** (0.216)***
Position 14+ ‐185 (61.05)*** (85.30)** Position 14+ ‐0.635 (0.116)*** (0.143)***
Incumbent 876.8 (54.81)*** (114.6)*** Incumbent 1.38 (0.0667)***(0.0982)***
Constant 382.2 (64.89)*** (76.76)*** Constant ‐2.985 (0.160)*** (0.173)***
R Squared 0.359 0.359 R Squared 0.326 0.326
Number of observations :1889 , Robust standard errors in parentheses, *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 
SE (A) means Stand Errors are clustered at constituency level
SE (A) means Stand Errors use multi‐way clustering at constituency and ID Code levels
The following fixed effects are used: Election Count, Total Candidates, Election, Constituency & No. of Seats
Share of Votes Log(Share of Votes)
 
Conclusions 
 
This paper demonstrates that alphabetic ordering effects exist in the 1977 ‐ 2011 
Irish  general  elections.  The  effect  is  significant,  in  both  a  statistical  and 
substantive  sense.  The  estimated  effect  of  being  listed  first  on  an  alphabetical 
ballot  paper  in  an  Irish  general  election  is  approximately  544  first  preference 
votes  or  1.27  percentage  points  for  the  average  candidate.  This  estimate  is 
broadly  in‐line  with  Robson  and  Walsh  (1974)  who  found  the  effect  slightly 
higher, ranging from 784 to 968 first preference votes during the 1973 General 
Election. Evidence is also found that subsequent preferences are biased by the 
alphabetical ballot paper. This paper also suggests that ballot order effects exist 
at the intra and inter party level.  
In  general,  the  estimates  of  ballot  order  effects  found  in  Irish  elections  are 
smaller than those found in the United States by Miller and Krosnick (1998) (2.3 
percentage points) and Ho Imai (2008) (2 to 4 percentage points). The estimates 
are similar to those found in Australia by King and Leigh (2009) (1 percentage 
point) and in Malta by Villodres (2008) (0.74 percentage points). 
Ballot  order  effects  of  the  magnitudes  outlined  in  this  paper  could  have 
potentially  serious  implications  for  the  Irish  political  system.  The  idea  of  an 
incumbency advantage in a subsequent election has been well documented and 
researched  (Lee,  2008).  This  advantage  has  been  explained  by  a  number  of 
factors, such as ability to fundraise, access to hired help or larger media profile. 
Ballot order effects may also matter in getting a challenger elected initially, and 
thus an incumbency advantage may be conferred upon this candidate. Additional 
research is required to investigate the relationship between ballot ordering and 
the incumbency advantage. 
Beyond  the  direct  effects  of  ballot  ordering,  significant  indirect  effects  could 
potentially exist. The number of votes a candidate receives is often interpreted as 
the mandate of that politician or the ideas they support. Ballot ordering effects 
might suggest that this mandate or the ideas of this politician may get greater 
attention at a national level as their “mandate” is increased. 
The  results  of  this  paper  also  have  implications  for  the  democracy  of  the 
electoral system. The presence of ballot order effects could be taken to suggest 
that the election outcomes are not the true will of the people. If this is the case, 
voter information and voter education campaigns are required. Elections must 
be conducted in a way that is seen as fair, democratic and understandable. If the 
public are influenced or their preferences are distorted by the electoral system, 
then the electoral system itself gets called into question. These effects have been 
the subject of many legal proceedings and several famous court cases exist in the 
U.S.  surrounding  the  Gore  v.  Bush  Presidential  election  in  2000.  In  O'Reilly 
versus Minister for Environment (1986 ‐ I.R. 143) the Irish High Court declared 
that alphabetical order on ballot papers was constitutional and rejected the idea 
that  it  created  inequality  between  candidates.  The  High  Court  found  that  the 
alphabetical  nature  of  the  ballot  paper  made  voting  a  simpler  affair  for  the 
public. 
The presence of a statistically significant ballot order effect should be of concern 
to  policy  makers.  Rational  voter  models  suggest  voters  will  reward  those 
candidates who reflect their own political views and have performed well in the 
past. Rational voters should not be influenced by the design of the ballot paper. 
Redesigning of the ballot paper from alphabetical ordering would therefore be a 
desirable policy recommendation. 
However, a  redesigning  of  the  ballot  paper  would  at  best  reduce  the  ordering 
effects, but not eliminate them. A simple randomization of the names before the 
ballot  papers  were  printed  would  not  remove  ballot  order  effects,  but  rather 
continue to benefit the candidate who was placed at the top of the ballot paper. 
Alternatively, a “Robson rotation” system could be introduced where names are 
rotated on the ballot paper, distributing the effects amongst all candidates.  
References 
1. Bagley, C.R, "Does Candidates’ Position on the Ballot Paper Influence 
Voters’  Choice?  A  Study  of  the  1959  and  1964  British  General 
Elections.," Parliamentary Affairs, 19 (1966), 162‐174. 
2. Bain,  Henry  M.,  and  Donald  S.  Hecock,  Ballot  Position  and  Voter’s 
Choice (Detroit, MI: Wayne State University, 1957). 
3. Bowler, Shaun and David Farrell. 1991a. ‘Party Loyalties in Complex 
Settings: STV and Party Identification’, Political Studies. 39: 350‐62.  
4. Bowler, Shaun and David Farrell. 1991b. ‘Voter Behaviour under STV‐
PR: Solving the Puzzle of the Irish Party System’, Political Behaviour. 
13:  303‐30.  Byrne,  Donn,  The  Attraction  Paradigm  (New  York: 
Academic Press, 1971). 
5. Campbell, Angus, Philip E. Converse, Warren E. Miller, and Donald E. 
Stokes, The American Voter (New York: Wiley, 1960). 
6. Coakley, J. and Gallagher, M. (2009). Politics in the Republic of Ireland, 
5th ed. Routledge PSAI Press, London. 
7. Cronbach, Lee J. 1950. “Further Evidence on Response Sets and Test 
Design.” Educational and Psychological Measurement, 10, pp.3‐31 
8. Dean,  Michael  L.  1980.  “Presentation  Order  Effects  in  Product  Taste 
Tests”. Journal of Psychology, 105:107‐110 
9. Geys, B. & Heyndels, B, "Ballot Layout Effects in the 1995 Elections of 
the Brussels' Government," Public Choice, 116 (2003). 
10. Gold, David, "A note on the “Rationality” of Anthropologists in Voting 
for Officers," American Sociological Review, 17 (1952), 99‐101  
11. Graber, Doris, "The Mass Media and Election Campaigns in the United 
States  of  America,"  in  Frederick  J.  Fletcher,  ed.,  Media, Elections and 
Democracy (Toronto: Dundurn Press, 1991), pp. 139–177. 
12. Ho, Daniel E., and Kosuke Imai., "Estimating the Causal Effects of Ballot 
Order from a Randomised Natural Experiment: the California Alphabet 
Lottery, 1978‐2002," Public Opinion Quarterly, 72 (2008), 216‐240  
13. Hoorens,  V.,  Nuttin,  J.  M.,  Herman,  I.  E.,  &  Pavakanun,  U.  (1990). 
Mastery pleasure versus mere ownership: A quasi‐experimental cross‐
cultural and cross alphabetical test of the name letter effect. European 
Journal of Social Psychology, 20(3), 181‐205 
14. Jacobson,  Gary,  "The  Effects  of  Campaign  Spending  in  Congressional 
Elections:  New  Evidence  for  Old  Arguments.,"  American  Journal  of 
Political Science, 34 (1990), 334‐362. 
15. Jacobson,  Gary,  The  Politics  of  Congressional  Elections  (Boston: 
Longman, 2004). 
16. Johnson,  Mitzi  S.  1986.  “The  Initial  Letter  Effect:  Ego  Attachment  or 
Mere Exposure?” PhD. dissertation, Ohio State University. 
17. King, A. and Andrew Leigh, "Are Ballot Order Effects Heterogeneous?," 
Social Science Quarterly, 90 (2009). 
18. Koppell, Jonathan and Jennifer A. Steen, "The Effects of Ballot Position 
on Election Outcomes," Journal of Politics, 66 (2004), 267–281. 
19. Lee,  David  S.,  2008.  "Randomized  experiments  from  non‐random 
selection  in  U.S.  House  elections,"  Journal  of  Econometrics,  Elsevier, 
vol. 142(2), pages 675‐697, February. 
20. Lijphart, Arend, and Rafael Lopez Pintor, "Alphabetic Bias in Partisan 
Elections: Patterns of Voting for the Spanish Senate, 1982 and 1986," 
Electoral Studies, 7 (1988), 225‐231  
21. Mann, Thomas E., and Raymond E. Wolfinger, "Candidates and Parties 
in  Congressional  Elections,"  American  Political  Science  Review,  74 
(1980), 617–632. 
22. Miller, Joanne M., and Jon A. Krosnick, "The Impact of Candidate Name 
Order  on  Election  Outcomes,"  Public  Opinion  Quarterly,  62  (1998), 
291–330. 
23. Miller,  Warren  E.,  and  J.  Merrill  Shanks,  The  New  American  Voter 
(Cambridge, MA: Harvard University Press, 1996). 
24. Nuttin, Jozef M, "Narcissism beyond Gestalt and Awareness: The Name 
Letter Effect," European Journal of Social Psychology, 15 (1985), 353–
361. 
25. Orr,  Graeme.  2002.  “Ballot  Order:  Donkey  Voting  in  Australia.” 
Election Law Journal, 1:4, pp. 573‐78 
26. Ortega Villodres, Carmen. 2008. "Gender and Party Duopoly in a Small 
State:  Ballot  Position  Effects  under  the  Single  Transferable  Vote  in 
Malta, 1947‐2008." South European Society and Politics, 13:4, pp. 435 
‐ 56. 
27. Ortega Villodres, Carmen & de laPuerta, Belen . 2004. "Position effects 
under STV: Ireland and Malta." Representation, 41:1, pp. 3 ‐ 14. 
28. Pelham,  B.W.,  Carvallo,  M.,  &  Jones,  J.T.  (2005).  Implicit  egoism. 
Current Directions in Psychological Science, 14(2), 106–110. 
29. Rabin,  M.  &  J.  L.  Schrag,  "First  Impressions  Matter:  A  Model  of 
Conrmatory Bias," Quarterly Journal of Economics, 114 (1999), 37‐82. 
30. Robson, Chris, and B. Walsh, "The Importance of Positional Voting Bias 
in  the  Irish  General  Election  of  1973,"  Political  Studies,  22  (1974), 
191–203. 
31. Schwarz, Norbert, H. J. Hippler, and E. Noelle‐Neumann, "A Cognitive 
Model of Response Order Effects in Survey Measurement," in Norbert 
Schwarz  and  Seymour  Sudman,  ed.,  Context  Effects  in  Social  and 
Psychological Research (New York: Springer, 1992), pp. 187– 201. 
32. Simon, Herbert, Models of Man (New York: Wiley, 1957). 
33. Sudman,  Seymour,  Norman  M.  Bradburn,  and  Norbert  Schwarz, 
Thinking  about  Answers:  The  Application  of  Cognitive  Processes  to 
Survey Methodology (San Francisco: Jossey‐Bass, 1996). 
34. 34. Trench, B. et al. 1987 “The alphabet advantage”, in Magill Book of 
Irish  politics:  Elections  February  87,  ed.  V.  Browne,  Magill,  Dublin, 
pp23. 
35. Villodres, Carmen, "Gender and Party Duopoly in a Small State: Ballot 
Position  Effects  under  the  Single  Transferable  Vote  in  Malta,  1947‐
2008," South European Society and Politics, 13 (2008), 435 ‐ 456. 
36. Villodres,  Carmen  and  de  la  Puerta,  Belen  Morata  Garcia,  "Position 
effects under STV: Ireland and Malta," Representation, 41 (2004), 3 ‐ 
14. 
37. Zajonc,  Robert  B.,  "Attitudinal  Effects  of  Mere  Exposure,"  Journal of 
Personality and Social Psychology, 9 (1968), 1 ‐ 27. 
   
Appendix A 
 
Dependent Var: 1st Preference Votes
A B C D
OLS Fixed Effects Fixed Effects Fixed Effects
1st POSITION 655.0*** 507.9*** 507.9*** 498.4**
(120.5) (112.5) (166.8) (252.2)
INCUMBENT TD 3955*** 2870*** 2870*** 774.3***
(68.85) (79.51) (123.9) (151.2)
GOV PARTY TD 318.9*** ‐833.4*** ‐833.4*** ‐465.5***
(84.94) (85.09) (95.00) (97.86)
GOV MINISTER 1030*** 1521*** 1521*** 743.0**
(242.0) (250.1) (305.6) (324.1)
POLITICAL PARTY LEADER 2963*** 3640*** 3640*** 1701**
(525.3) (497.9) (657.9) (749.5)
Constant 4496*** 3621*** 3621*** 6986***
(209.8) (677.1) (977.5) (1732)
Observations 4807 4807 4807 4807
R‐squared 0.462 0.651 0.651 0.868
Dependent Var: Log(Share of 1st Preference Votes)
A B C D
VARIABLES OLS Fixed Effects Fixed Effects Fixed Effects
1st POSITION 0.228*** 0.175*** 0.175*** 0.0789
(0.0428) (0.0370) (0.0542) (0.0550)
INCUMBENT TD 1.300*** 0.795*** 0.795*** 0.180***
(0.0221) (0.0251) (0.0426) (0.0315)
GOV PARTY TD 0.391*** ‐0.235*** ‐0.235*** ‐0.0986***
(0.0283) (0.0246) (0.0275) (0.0225)
GOV MINISTER ‐0.0390 0.212*** 0.212*** 0.109**
(0.0369) (0.0403) (0.0494) (0.0503)
POLITICAL PARTY LEADER 0.636*** 0.720*** 0.720*** 0.271**
(0.0778) (0.0859) (0.112) (0.120)
Constant ‐2.631*** ‐3.166*** ‐3.166*** ‐1.482***
(0.0603) (0.322) (0.463) (0.540)
Observations 4807 4807 4807 4807
R‐squared 0.389 0.663 0.663 0.955
Columns B and C use Constituency, Election, No. of Candidates and Political Party fixed 
effects.
Column D adds Individual Candidate fixed effects to Column C 
Columns A and B cluster at the Constituency Election level. C and D cluster at the 
constituency election and candidate level 
Robust Standard errors in parentheses, *** P<0.01, ** P<0.05, * P<0.1 
 
   
Appendix B 
A B C D A B C D
OLS FE FE Fe OLS FE FE FE
Position 2 ‐382.7** ‐393.3*** ‐393.3** ‐516.4** ‐0.120* ‐0.138*** ‐0.138** ‐0.0831
(166.4) (151.4) (185.5) (259.8) (0.0628) (0.0505) (0.0612) (0.0553)
Position 3 ‐611.0*** ‐507.6*** ‐507.6*** ‐466.1 ‐0.191*** ‐0.153*** ‐0.153** ‐0.0802
(149.6) (137.9) (183.6) (308.1) (0.0606) (0.0508) (0.0663) (0.0712)
Position 4 ‐567.8*** ‐508.1*** ‐508.1*** ‐538.5 ‐0.169*** ‐0.160*** ‐0.160** ‐0.0658
(161.2) (147.1) (192.0) (342.3) (0.0642) (0.0515) (0.0673) (0.0762)
Position 5 ‐773.2*** ‐613.2*** ‐613.2*** ‐732.3** ‐0.220*** ‐0.168*** ‐0.168** ‐0.139
(162.0) (147.4) (187.1) (360.0) (0.0641) (0.0543) (0.0697) (0.0857)
Position 6 ‐722.3*** ‐498.6*** ‐498.6** ‐880.2** ‐0.201*** ‐0.114** ‐0.114 ‐0.163*
(160.3) (150.0) (203.3) (407.8) (0.0597) (0.0530) (0.0710) (0.0903)
Position 7 ‐763.1*** ‐451.7*** ‐451.7** ‐755.2* ‐0.295*** ‐0.150*** ‐0.150** ‐0.133
(160.1) (144.8) (190.6) (418.7) (0.0689) (0.0570) (0.0753) (0.0978)
Position 8 ‐655.5*** ‐523.4*** ‐523.4*** ‐993.8** ‐0.256*** ‐0.206*** ‐0.206*** ‐0.206*
(162.1) (146.6) (193.0) (432.8) (0.0678) (0.0563) (0.0697) (0.106)
Position 9 ‐756.6*** ‐554.7*** ‐554.7*** ‐1114** ‐0.283*** ‐0.211*** ‐0.211*** ‐0.220**
(169.1) (152.0) (197.1) (468.0) (0.0732) (0.0597) (0.0730) (0.110)
Position 10 ‐695.9*** ‐624.1*** ‐624.1*** ‐995.2* ‐0.262*** ‐0.256*** ‐0.256*** ‐0.166
(179.7) (164.8) (201.4) (510.8) (0.0795) (0.0657) (0.0776) (0.117)
Position 11 ‐605.2*** ‐319.2 ‐319.2 ‐619.1 ‐0.376*** ‐0.264*** ‐0.264*** ‐0.122
(216.8) (200.1) (234.4) (524.1) (0.0999) (0.0802) (0.0931) (0.128)
Position 12 ‐822.6*** ‐548.5*** ‐548.5** ‐1162** ‐0.322*** ‐0.261*** ‐0.261*** ‐0.256*
(212.1) (182.6) (224.6) (562.9) (0.104) (0.0783) (0.0912) (0.139)
Position 13 ‐964.6*** ‐783.1*** ‐783.1*** ‐1286** ‐0.382*** ‐0.313*** ‐0.313*** ‐0.262*
(228.7) (203.7) (244.2) (585.3) (0.116) (0.0928) (0.103) (0.156)
Position 14+ ‐608.5*** ‐456.5** ‐456.5* ‐739.4 ‐0.288** ‐0.217** ‐0.217** ‐0.222
(226.2) (214.5) (245.8) (641.6) (0.115) (0.0958) (0.110) (0.165)
Incumbent TD 3947*** 2867*** 2867*** 772.9*** 1.297*** 0.793*** 0.793*** 0.181***
(69.22) (79.65) (124.0) (151.1) (0.0224) (0.0251) (0.0426) (0.0314)
Gov Party 311.5*** ‐836.0*** ‐836.0*** ‐469.4*** 0.387*** ‐0.237*** ‐0.237*** ‐0.0987***
(84.46) (84.96) (94.96) (97.25) (0.0282) (0.0247) (0.0275) (0.0226)
Gov Minister 1032*** 1514*** 1514*** 740.1** ‐0.0367 0.210*** 0.210*** 0.107**
(242.2) (250.4) (305.1) (324.9) (0.0365) (0.0396) (0.0486) (0.0509)
Party Leader 2999*** 3653*** 3653*** 1719** 0.646*** 0.718*** 0.718*** 0.274**
(527.2) (497.6) (657.9) (758.6) (0.0787) (0.0865) (0.114) (0.124)
Constant 5059*** 4048*** 4048*** 7087*** ‐2.450*** ‐3.018*** ‐3.018*** ‐1.479***
(233.0) (693.9) (1007) (1720) (0.0691) (0.324) (0.463) (0.534)
Observations 4807 4807 4807 4807 4807 4807 4807 4807
R‐squared 0.464 0.652 0.652 0.869 0.392 0.664 0.664 0.956
Robust Standard errors in parentheses, *** P<0.01, ** P<0.05, * P<0.1 
1st Preference Votes Log(Share of 1st Preference Votes)
Columns B and C use Constituency, Election, No. of Candidates and Political Party fixed effects.
Column D adds Individual Candidate fixed effects to Column C 
Columns A and B cluster at the Constituency Election level. C and D cluster at the constituency election & candidate level 
 
   
Appendix C 
A B C A B C
FE FE logit FE FE logit
1st Position 0.0113* 0.0113 0.0510 0.0130** 0.0130** 0.300
(0.00616) (0.00882) (0.221) (0.00543) (0.00602) (0.293)
Incumbent TD 0.0933*** 0.0933*** 2.814*** 0.0590*** 0.0590*** 2.181***
(0.00549) (0.00821) (0.211) (0.00354) (0.00465) (0.172)
Gov. Party ‐0.0214*** ‐0.0214*** ‐0.643*** ‐0.0196*** ‐0.0196*** ‐0.622***
(0.00495) (0.00533) (0.186) (0.00406) (0.00430) (0.172)
Gov Minister 0.0345** 0.0345* 0.612 0.0318*** 0.0318*** 0.799
(0.0152) (0.0182) (0.558) (0.0111) (0.0121) (0.559)
Party Leader 0.0880*** 0.0880*** ‐ 0.0999*** 0.0999*** 4.088**
(0.0328) (0.0251) ‐ (0.0170) (0.0236) (1.629)
Constant 0.107*** 0.107*** ‐0.148 0.0245*** 0.0245*** ‐1.018***
(0.0299) (0.0328) (0.370) (0.00662) (0.00838) (0.236)
Observations 1265 1265 1236 1655 1655 1652
R‐squared 0.672 0.672 0.651 0.655 0.655 0.651
A B C
FE FE logit
1st Position 0.0145*** 0.0145** 0.471**
(0.00419) (0.00596) (0.214)
Incumbent TD 0.0567*** 0.0567*** 2.526***
(0.00278) (0.00369) (0.157)
Gov. Party ‐0.0157*** ‐0.0157*** ‐0.820***
(0.00293) (0.00310) (0.144)
Gov Minister 0.0389*** 0.0389*** 1.531***
(0.00878) (0.00940) (0.509)
Party Leader 0.0623*** 0.0623*** 2.440*
(0.0178) (0.0183) (1.452)
Constant 0.0461** 0.0461* ‐1.326***
(0.0198) (0.0257) (0.248)
Observations 1887 1887 1861
R‐squared 0.651 0.651
4 Seater Constituencies
5 Seater Constituencies
Regressions use Constituency, Election, No. of Candidates and Political Party fixed effects.
Column B adds Individual Candidate fixed effects to Column A
Robust Standard errors in parentheses, *** P<0.01, ** P<0.05, * P<0.1 
3 Seat Constituencies
 
   
Appendix D 
(1) (2) (3)
Votes Share of Votes Log(Share of Votes)
1977 Election 856.8*** 0.0240*** 0.308***
(310.6) (0.00921) (0.104)
1981 Election 401.7 0.00940 0.130
(428.5) (0.0104) (0.144)
Feb 1982 Election ‐106.7 ‐0.00563 0.0665
(345.4) (0.00858) (0.105)
Nov 1982 Election 511.9 0.0126 0.148
(373.3) (0.00985) (0.125)
1987 Election 777.0* 0.0158 0.247*
(457.8) (0.0116) (0.144)
1989 Election 474.0 0.0115 0.0397
(434.2) (0.0122) (0.169)
1992 Election 801.6** 0.0215** 0.318**
(349.8) (0.00895) (0.124)
1997 Election 800.0** 0.0205** 0.227*
(314.9) (0.00812) (0.129)
2002 Election 398.6 0.00799 0.110
(437.0) (0.0102) (0.154)
2007 Election 764.5* 0.0183** 0.250**
(408.9) (0.00877) (0.109)
2011 Election ‐144.5 ‐0.00839 0.0402
(478.8) (0.0101) (0.143)
Inumbent TD 2875*** 0.0681*** 0.796***
(125.1) (0.00310) (0.0420)
Government Party ‐824.4*** ‐0.0190*** ‐0.232***
(94.66) (0.00226) (0.0274)
Gov Minister 1525*** 0.0365*** 0.210***
(300.8) (0.00694) (0.0491)
Party Leader 3634*** 0.0779*** 0.718***
(646.0) (0.0149) (0.111)
Constant 3633*** 0.155*** ‐3.133***
(985.0) (0.0232) (0.462)
Observations 4807 4807 4807
R‐squared 0.652 0.673 0.663
Chi2(10) 9.98 15.01 8.1
Prob>chi2 0.4421 0.1317 0.6192
Standard errors in parentheses
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
 
   
Appendix E 
(1) (2) (3)
Votes Share of Votes Log(Share of Votes)
Fianna Fail 816.5*** 1.832*** 0.132***
(180.0) (0.435) (0.0356)
Fine Gael 223.4 0.891* 0.0238
(187.6) (0.484) (0.0415)
Labour Party ‐796.0* ‐1.723* ‐0.250*
(409.2) (0.987) (0.149)
Independents 653.1** 1.118 0.629***
(280.1) (0.706) (0.152)
Small Parties 699.5** 1.345** 0.250**
(295.9) (0.636) (0.104)
Incumbent TD 2847*** 6.717*** 0.778***
(75.21) (0.194) (0.0232)
Government TD ‐824.1*** ‐1.885*** ‐0.228***
(80.63) (0.187) (0.0233)
Government Minister 1428*** 3.441*** 0.189***
(224.3) (0.505) (0.0338)
Party Leader 3491*** 7.519*** 0.665***
(458.9) (0.990) (0.0758)
Constant 6348*** 20.06*** ‐1.912***
(284.0) (0.485) (0.0940)
Observations 4807 4807 4807
R‐squared 0.639 0.666 0.654
Robust standard errors in parentheses
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1  
   
Appendix F 
A B C A B C
Share of Votes 1st Preference Votes Log(Share) Share of Votes 1st Preference Votes Log(Share)
1st Position 0.0366*** 579.9** 0.115*** 0.0236 280.5 0.0697*
(0.0127) (230.8) (0.0393) (0.0151) (173.6) (0.0405)
Incumbent TD 0.136*** 2385*** 0.503*** 0.211*** 2669*** 0.632***
(0.0124) (218.0) (0.0441) (0.0174) (198.0) (0.0481)
Gov. Party ‐0.121** 1192 ‐0.217 ‐0.0987** ‐2649*** ‐0.253**
(0.0554) (1197) (0.178) (0.0411) (580.2) (0.122)
Gov Minister 0.131*** 2406*** 0.382*** 0.183*** 2392*** 0.537***
(0.0272) (540.6) (0.0765) (0.0393) (585.8) (0.110)
Party Leader 0.359*** 7493*** 0.991*** 0.196*** 4804*** 0.574**
(0.100) (2431) (0.322) (0.0701) (1080) (0.242)
Constant 0.138*** 4135*** ‐2.290*** 0.153*** 4084*** ‐1.820***
(0.0181) (557.9) (0.155) (0.0159) (349.7) (0.0725)
Observations 1291 1291 1291 1115 1115 1115
R‐squared 0.706 0.647 0.635 0.750 0.751 0.685
A B C
Share of Votes 1st Preference Votes Log(Share)
1st Position 0.0147 82.62 0.103
(0.0332) (158.0) (0.135)
Incumbent TD 0.632*** 4967*** 2.659***
(0.0548) (700.5) (0.213)
Constant 0.109* 1198** ‐2.960***
(0.0568) (586.1) (0.259)
Observations 1025 1025 1025
R‐squared 0.615 0.585 0.490
Robust Standard errors in parentheses, *** P<0.01, ** P<0.05, * P<0.1 
Fianna Fáil Candidates Fine Gael Candidates
Independent Candidates
Regressions use Constituency, Election, No. of Candidates and Political Party fixed effects.
Column B adds Individual Candidate fixed effects to Column A
 
   
Appendix G 
 
UCD CENTRE FOR ECONOMIC RESEARCH – RECENT WORKING PAPERS
WP11/18 Vincent Hogan, Patrick Massey and Shane Massey: 'Late Conversion:
The Impact of Professionalism on European Rugby Union' September 2011
WP11/19 Wen Fan: 'Estimating the Return to College in Britain Using Regression
and Propensity Score Matching' September 2011
WP11/20 Ronald B Davies and Amélie Guillin: 'How Far Away is an Intangible?
Services FDI and Distance' September 2011
WP11/21 Bruce Blonigen and Matthew T Cole: 'Optimal Tariffs with FDI: The
Evidence' September 2011
WP11/22 Alan Fernihough: 'Simple Logit and Probit Marginal Effects in R'
October 2011
WP11/23 Ronald B Davies and Krishna Chaitanya Vadlamannati: 'A Race to the
Bottom in Labour Standards? An Empirical Investigation' November 2011
WP11/24 Wen Fan: 'School Tenure and Student Achievement' November 2011
WP11/25 Mark E McGovern: 'Still Unequal at Birth - Birth Weight, Socioeconomic
Status and Outcomes at Age 9' November 2011
WP11/26 Robert Gillanders: 'The Mental Health Cost of Corruption: Evidence
from Sub-Saharan Africa' November 2011
WP11/27 Brendan Walsh: 'Well-being and Economic Conditions in Ireland'
December 2011
WP11/28 Cormac Ó Gráda: 'Fetal Origins, Childhood Development, and Famine:
A Bibliography and Literature Review' December 2011
WP12/01 Mark E McGovern: 'A Practical Introduction to Stata' January 2012
WP12/02 Colm McCarthy: 'Ireland’s European Crisis: Staying Solvent in the
Eurozone' January 2012
WP12/03 Colm McCarthy: 'Improving the Eurosystem for Old and New
Members' January 2012
WP12/04 Ivan Pastine and Tuvana Pastine: 'All-Pay Contests with Constraints'
February 2012
WP12/05 David Madden: 'Methods for Studying Dominance and Inequality in
Population Health' February 2012
WP12/06 Karl Whelan: 'ELA, Promissory Notes and All That: The Fiscal Costs of
Anglo Irish Bank' February 2012
WP12/07 Olivier Bargain, Eliane El Badaoui, Prudence Kwenda, Eric Strobl and
Frank Walsh: 'The Formal Sector Wage Premium and Firm Size for Self-employed
Workers' March 2012
WP12/08 Brendan Walsh: 'The Influence of Macroeconomic Conditions and
Institutional Quality on National Levels of Life Satisfaction' March 2012
WP12/09 Ronald B Davies and Rodolphe Desbordesz: 'Greenfield FDI and Skill
Upgrading' March 2012
WP12/10 Morgan Kelly and Cormac Ó Gráda: 'Change Points and Temporal
Dependence in Reconstructions of Annual Temperature: Did Europe Experience a
Little Ice Age?' March 2012
WP12/11 Morgan Kelly and Cormac Ó Gráda: 'The Waning of the Little Ice
Age' April 2012
WP12/12 Morgan Kelly and Cormac Ó Gráda: 'Agricultural Output, Calories and
Living Standards in England before and during The Industrial Revolution' April
2012
WP12/13 Arnaud Chevalier and Orla Doyle: 'Schooling and Voter Turnout - Is
there an American Exception?' April 2012
WP12/14 David Madden: 'The Relationship Between Low Birthweight and
Socioeconomic Status in Ireland' April 2012
WP12/15 Robert W Fairlie, Kanika Kapur and Susan Gates: 'Job Lock: Evidence
from a Regression Discontinuity Design' April 2012
UCD Centre for Economic Research Email economics@ucd.ie