Wahlforschung in der Vergleichenden Politikwissenschaft

 

1 Einleitung

Die Wahlforschung ist eines der wichtigsten Teilgebiete der Politischen Soziologie. Sie operiert damit an der Schnittstelle zwischen Politikwissenschaft und Soziologie. Zunächst war die Wahlforschung ganz auf die Erklärung nationaler Phänomene ausgerichtet. Verglichen wurden hier lediglich die Verhältnisse innerhalb eines politischen Systems, etwa in Frankreich (Siegfried, 1913) oder den USA (Key, 1959).

Seit etwa Ende der 1960er Jahre hat jedoch die international vergleichende Perspektive in der Wahlforschung stetig an Bedeutung gewonnen. Ausgangspunkt für diese Entwicklung war das Interesse der Vertreter des sozialpsychologischen Modells (Abschnitt 2.2), ihre Befunde in einem „most dissimilar“ Design zu validieren (Miller, 1994, S. 256). Umgekehrt zog die an der University of Michigan/Ann Arbor beheimatete Forschergruppe Kollegen aus der ganzen Welt, insbesondere aber aus Nord-West-Europa an. Auf diese Weise entstanden Kooperationsbeziehungen zwischen den Leitern verschiedener nationaler Wahlstudien, die teils über Jahrzehnte Bestand hatten (Miller, 1994, S. 256-259) und den Grundstein für die Institutionalisierung der vergleichenden Wahlforschung seit den 1970er Jahren legten (Mochmann, 2002).

Der vorliegende Beitrag gliedert sich in zwei Teile. Abschnitt 2 gibt zunächst einen knappen Überblick über die wichtigsten Ansätze der allgemeinen Wahlforschung. Abschnitt 3 stellt dann die wichtigsten Forschungsfelder, Datenquellen und Methoden der vergleichenden Wahlforschung vor.

  • 2 Theorien des Wählerverhaltens

Die Anfänge der Wahlforschung liegen in der offiziellen Statistik des 19. Jahrhunderts und im Werk André Siegfrieds, der zu Beginn des 20. Jahrhunderts damit begann, Wahlergebnisse mit kartographische Methoden darzustellen und Zusammenhänge etwa zwischen der Siedlungsstruktur und dem Abschneiden bestimmter Parteien zu untersuchen. Den Kern der modernen Wahlforschung bilden aber drei Theoriebündel, die Mitte des 20. Jahrhunderts in den USA begründet wurden und schlagwortartig als soziologischer, sozialpsychologischer und ökonomischer (oder rationalistischer) Ansatz bezeichnet werden.1 In der Forschungspraxis werden häufig in sehr pragmatischer Weise Elemente aus allen drei Ansätzen kombiniert. Wie eine explizite Verbindung der Theorien aussehen könnte, diskutieren Rudi und Schoen (2005).

  • 2.1 Soziologische Ansätze

Im Bereich der klassischen Wahlsoziologie lassen sich grob zwei Strömungen unterscheiden. Der sogenannte mikrosoziologische Ansatz geht auf Studien zurück, die seit den 1940er Jahren von Paul Lazarsfeld und seinen Kollegen an der Columbia University durchgeführt wurden (Berelson, Lazarsfeld und McPhee, 1954; Lazarsfeld, Berelson und Gaudet, 1944). Die Columbia-Gruppe nahm ursprünglich an, daß sich Wähler während des Wahlkampfes umfassend informieren, um dann wohlüberlegt eine Wahlentscheidung zu treffen. Um diese Hypothese zu prüfen, untersuchten Lazarsfeld et al. in sehr aufwendigen Studien die Inhalte regionaler Medien und versuchten diese mit individuellen Meinungsbildungsprozessen in Verbindung zu setzen, die sie mit Hilfe wiederholter Befragungen erfaßten.

Dabei zeigte sich jedoch rasch, daß die meisten Menschen Informationen über politische Inhalte nur indirekt über sogenannte Meinungsführer wahrnahmen. In vielen Fällen stand die Wahlentscheidung bereits zu Beginn des Wahlkampfes weitgehend fest und ließ sich durch Kenntnis einiger weniger sozio-demographischer Merkmale wie des Berufs, der ethnischen Gruppe oder der Religionszugehörigkeit recht gut voraussagen: „A person thinks, politically, as he is, socially“ (Lazarsfeld, Berelson und Gaudet, 1944, S. 27). Lazarsfeld et al. erklären diesen Befund mit der Dynamik kleiner Gruppen und dem Wunsch des Individuums, sich normkoform zu verhalten, gehen aber nicht auf die gesellschaftlichen Voraussetzungen für die Entstehung solcher Muster ein.

Diesen fehlenden Baustein liefert der makrosoziologische Ansatz, dessen Wurzel in den Arbeiten der Soziologen Stein Rokkan und Martin Semour Lipset zur Entstehung der westeuropäischen Parteiensysteme liegt (Lipset und Rokkan, 1967). Lipset und Rokkan führen diese auf eine Reihe sozio-politischer Großkonflikte (cleavages) zurück,2 in deren Verlauf es zu einer dauerhaften Verbindung zwischen bestimmten sozialen Gruppen und Parteien (z. B. Arbeiter ¡ê sozialistische/sozialdemokratische Parteien) gekommen sei. Die für ein Land charakteristische Konfiguration dieser Konflikte entscheidet aus Sicht von Lipset und Rokkan darüber, welche und wieviele Parteien existieren.

Mikro- und makrosoziologischer Ansatz zeichnen gemeinsam ein plausibles Bild davon, wie soziale und historische Faktoren das Wahlverhalten beeinflussen können. Damit sind sie insbesondere für die (international) vergleichende Wahlforschung bis heute von Bedeutung, weil die Wirkung dieser Faktoren naturgemäß nur in vergleichender Perspektive sichtbar werden kann. Außerhalb von Phasen revolutionärer Umbrüche tun sich die soziologischen Ansätze jedoch schwer damit, Veränderungen im Wählerverhalten zu erklären. Dies erklärt den Erfolg des sozialpsychologischen Ansatzes, der im nächsten Abschnitt vorgestellt werden.

  • 2.2 Der Sozialpsychologische Ansatz

In den späten 1940er Jahren begann sich am Survey Research Center der University of Michigan/Ann Arbor eine Arbeitsgruppe um den Sozialpsychologen Angus Campbell mit dem Wahlverhalten der Amerikaner zu beschäftigen. Dabei griffen sie auf die Konzepte und Methoden der repräsentativen Umfrageforschung zurück. Im Mittelpunkt des neuen Ansatzes standen drei Einstellungen (Dispositionen gegenüber politischen Objekten): Kandidaten- und Sachfragenorientierungen sowie die Parteiidentifikation, ein dauerhaftes, über die konkrete Wahlentscheidung hinausweisendes Gefühl der Verbundenheit mit einer der beiden großen amerikanischen Parteien.

Da diese Einstellungen der eigentlichen Wahlentscheidung unmittelbar vorgelagert sind, wurde eine erste Studie (Campbell, Gurin und Miller, 1954) als tautologisch kritisiert. Die Ann Arbor-Gruppe reagierte auf diese Kritik, indem sie in der Folgestudie „The American Voter“ (Campbell u. a., 1960) einen weitgespannten theoretischen Analyserahmen entwickelte, der historische, soziale, ökonomische und institutionelle Rahmenbedingungen als vorgelagerte Variablen mit einbezieht. Zugleich revidierten die Autoren ihre Sicht auf das Verhältnis der Einstellungen untereinander: Die Parteiidentifikation gilt nun als wichtigster Bestandteil der Variablentrias, die in der Lage ist, die Wahrnehmung von politischen Themen und Kandidaten zu beeinflussen.

Diese neue theoretische Konzeption dominierte die akademischen Debatte für mehr als eine Dekade. In der Folge wurde „The American Voter“ zu einer der bis heute am häufigsten zitierten Monographien in der Geschichte der Wahlforschung.

Aus dem „American Voter“ und weiteren Umfrageprojekten der Ann Arbor-Gruppe ging schließlich die US-amerikanische National Election Study hervor, die seit 1948 jede nationale Wahl in den USA untersucht und damit eines der größten sozialwissenschaftlichen Forschungsprojekte überhaupt darstellt. Im Laufe der Zeit wurde die National Election Study so zum Vorbild für nationale Wahlstudien auf der ganzen Welt. Auch der indirekte Einfluß der Ann Arbor-Gruppe auf die Wahlforschung ist somit enorm.

Im Laufe der Zeit wurde der ursprüngliche Ansatz immer wieder ergänzt, modifiziert und erweitert (Miller, 1994), teils sogar durch die ursprünglichen Autoren (Miller und Shanks, 1996). Eine der interessantesten Entwicklungen besteht dabei darin, daß in neuerer Zeit der sozialpsychologische Aspekt, der in der Praxis in den Hintergrund getreten war, betont und zugleich der Anschluß an die moderne Kognitionspsychologie gesucht wird (Weisberg und Greene, 2003).

Dennoch wurde Theorie und Forschungspraxis der sozialpsychologisch orientierten Wahlforschung immer wieder als dogmatisch und wenig innovativ kritisiert (siehe z. B. Achen, 1992). Aus dieser intellektuellen Unzufriedenheit heraus speist sich ein dritter Theoriestrang, der im nächsten Abschnitt vorgestellt werden soll.

  • 2.3 Der Ökonomische Ansatz

Ausgangspunkt des „ökonomischen“ oder „rationalistischen“ Zugangs zur Wahlforschung ist die „Economic Theory of Democracy“, mit der Anthony Downs (1957) zu einem Wegbereiter des Rational Choice Ansatzes in der Politikwissenschaft wurde. Obwohl Downs mit den Methoden und Ergebnissen der zeitgenössischen Wahlforschung vertraut war, ging es ihm nicht darum, selbst eine empirische Studie durchzuführen oder eine realistische Theorie des Wahlverhaltens zu entwickeln. Vielmehr konstruiert Downs eine Modellwelt, in der sich aus einigen wenigen axiomatischen Annahmen, die er aus der Mikroökonomie übernimmt, interessante Ergebnisse ableiten lassen.

Downs unterscheidet dabei zwischen zwei Klassen von Akteuren: Wählern, die ihr monetäres Einkommen aus der Regierungstätigkeit maximieren wollen, und Parteien, die möglichst viele politische Ämter besetzen möchten. Sowohl Wähler als auch Parteien sind dabei an die Regeln einer Verfassung gebunden, die freie, faire und regelmäßige Wahlen vorsieht.

In Anlehnung an das Vorgehen in der Ökonomie geht Downs zunächst davon aus, daß die Akteure über vollständige Präferenzen und Informationen verfügen. Diese zweite Annahme gibt Downs dann schrittweise auf um so zu zeigen, daß der Rückgriff auf Ideologien und ähnliche Konstrukte eine durchaus rationale Strategie sein kann, wenn die Kosten für die Beschaffung zusätzlicher politischer Informationen deren erwarteten Nutzen deutlich überschreiten.

Zu Downs’ bekanntesten Ergebnissen gehört neben dem auf Hotelling (1929) zurückgehenden Medianwähler-Theorem ¨C in einem Zweiparteiensystem mit einer einzelnen Policy-Dimension werden die Programme rationaler Parteien an der Position des Wählers konvergieren, der die ideologische Mitte des Elektorats repräsentiert ¨C das Wahlparadoxon, das sich aus der rein instrumentellen Motivation der Wähler ergibt.

Da Wähler sich nach den Modellannahmen ausschließlich für ihr Einkommen aus der Regierungstätigkeit interessieren, ergibt sich der Nutzen der Wahlteilnahme aus der Differenz zwischen dem Einkommen, das sie unter der von ihnen bevorzugten Partei erzielen, und dem Einkommen, das ihnen zufließt, wenn statt dessen die zweitplazierte Partei die Regierung übernimmt. Anders als bei einer Kaufentscheidung kann der einzelne Wähler aber nicht eigenständig darüber entscheiden, welche Partei die Wahl gewinnen soll. Vielmehr muß der potentielle Nutzen der Wahlteilnahme mit der Wahrscheinlichkeit gewichtet werden, daß der Wähler selbst die entscheidende Stimme abgibt, die der bevorzugten Partei zum Sieg verhilft. Diese Wahrscheinlichkeit ist unter den Bedingungen einer Massendemokratie verschwindend gering, so daß die Kosten der Wahlbeteiligung (vor allem die aufgewendete Zeit) deren erwarteten Nutzen stets übersteigen.3 Rationale Wähler sollten sich deshalb nicht an Wahlen beteiligen. Dennoch liegt die Wahlbeteiligung bei nationalen Wahlen in Demokratien meist deutlich höher als 50 Prozent.

Seit Erscheinen der „Economic Theory“ haben sich viele hervorragende Theoretiker darum bemüht, das Wahlparadoxon aufzulösen. Stärker empirisch orientierte Forscher hingegen sehen in den realen Wahlbeteiligungsraten „the paradox that ate Rational Choice Theory“ (Grofman, 1993). Dennoch konnte sich ca. seit den 1970er Jahren eine Strömung der empirischen Wahlforschung entwickeln, die sich explizit in die Tradition von Downs stellt. Dabei lassen sich vier Felder unterscheiden, auf denen besonders intensiv geforscht wird:

1.

Die Re-Interpretation der Parteiidentifikation als Summe der (ökonomischen) Erfahrungen („running tally“), die ein Wähler im Laufe seines politischen Lebens mit den Parteien gemacht hat (Fiorina, 2002).

2.

Die Modellierung von mehrdimensionalen issue- bzw. policy-Räumen, innerhalb derer Wähler Präferenzen entwickeln und Parteien programmatische Angebote machen (siehe als Überblick Pappi, 2000).

3.

Die Bedeutung der Wirtschaftslage für die Erfolgsaussichten von Regierung und Oppostion (Lewis-Beck und Paldam, 2000).

4.

Die Analyse von Anreizen zum taktischen Wählen,4 die der Kontext und insbesondere das Wahlsystem auf rationale Wähler ausüben (Cox, 1997).

Insbesondere die letzten drei Felder sind für die vergleichende Wahlforschung von großer Bedeutung.

  • 3 Vergleichende Wahlforschung

  • 3.1 Forschungsfelder

  • 3.1.1 Kontextvariablen

In der Forschungspraxis existiert faktisch keine Trennung zwischen (international) vergleichender und nationaler (oder subnationaler) Wahlforschung. Nur wenige Forscherinnen und Forscher, die in diesem Bereich aktiv sind, sehen sich ausschließlich als Länderspezialisten oder Komparativisten. Dennoch gibt es einige typische Forschungsfelder, die in der national orientierten Forschung keine oder eine geringere Rolle spielen. Dies erklärt sich daraus, daß einige für die Wahlforschung interessante Variablen innerhalb eines politischen Systems über längere Zeiträume völlig oder fast stabil sind.

An erster Stelle ist hier das Wahlsystem zu nennen, das in etablierten Demokratien nur höchst selten verändert wird, da eine Veränderung in der Regel nicht im Interesse der Parteien liegt, die darüber im Parlament zu entscheiden haben. Kommt es tatsächlich zu einem Wechsel des Wahlsystems wie etwa 1996 in Neuseeland, so stellt sich außerdem die Frage, inwieweit das Wählerverhalten vor und nach der Wahl überhaupt miteinander vergleichbar ist, und ob ein Wechsel des Wahlsystems möglicherweise eine Folge langfristiger Veränderungen im Wahlverhalten als deren Ursache ist. Deshalb bietet es sich an, die Wirkung von Wahlsystemen im internationalen Vergleich zu untersuchen. Im Mittelpunkt steht dabei häufig die Frage, ob, wie von Duverger (1951) in seinem berühmten „Gesetz“ behauptet, das Wahlsystem einen entscheidenden Einfluß auf das Format des Parteiensystems hat.

Dabei ist allerdings zu beachten, daß Wahlsysteme innerhalb einer Region oft kaum variieren. So zeigt ein Blick in die Datenbank der Internationalen Parlamentarischen Union, daß lediglich acht von 64 europäischen Staaten ein Mehrheitswahlsystem verwenden. Bei den karibischen Staaten hingegen sind es 14 von 22 Staaten, in denen nach diesem System gewählt wird (http://www.ipu.org/).

Neben dem Wahl- und Parteiensystem wurden und werden in der international vergleichenden Wahlforschung eine Vielzahl weiterer Kontextvariablen untersucht. Insbesondere im Bereich der Rechtsextremismusforschung wird etwa der Effekt von Sozialausgaben, Zuwanderungs- und Arbeitslosenquoten auf die Wahlabsicht zugunsten der Extremen Rechten untersucht (Lubbers, Gijsberts und Scheepers, 2002; Swank und Betz, 2003). In ähnlicher Weise kann auch das Verhalten anderer Parteien (Arzheimer, 2009) oder institutioneller Faktoren (Arzheimer und Carter, 2006) mit in die Modelle aufgenommen werden. Dabei zeigt sich in der Regel, daß diese (nationalen) Kontextvariablen durchaus erklärungskräftig sind, ohne daß individuelle Merkmale und solche Unterschiede zwischen den Ländern, die nicht durch Variablen abgebildet werden können, an Bedeutung verlieren würden.

  • 3.1.2 Class Voting und die Bedeutung der Religion

In Abschnitt 2.1 wurde die auf Lipset und Rokkan zurückgehende Theorie der sozialen Spaltungen (cleavages) vorgestellt. Zwei dieser Cleavages ¨C Arbeit vs. Kapital und Staat vs. (katholische) Kirche ¨C sind dafür verantwortlich, daß sozialdemokratische und christdemokratische Parteien bis in die 1980er Jahre hinein das politische Leben in vielen westeuropäischen Gesellschaften bestimmen konnten.

Zur sozialen Basis beider Parteifamilien liegt eine kaum überschaubare Literatur vor die zeigt, daß sich in der Tendenz der Effekt der Klassenzugehörigkeit deutlich abgeschwächt hat. Neuer Studien belegen aber, daß sich diese Entwicklung in verschiedenen Ländern durchaus unterschiedlich darstellt (Nieuwbeerta und Graaf, 2001). Auch von einem universellen Bedeutungsverlust der Religionszugehörigkeit für das Wahlverhalten kann keine Rede sein (Broughton und Napel, 2000). Im Ergebnis bedeutet dies: „Reports of the death of social cleavages are exaggerated“ (Elff, 2007). Gleichwohl ist festzuhalten, daß in den meisten demokratischen Gesellschaften sowohl die Zahl religiöser Menschen als auch die Zahl derjenigen, die Arbeiterberufe ausüben und/oder sich selbst als Arbeiter verstehen, langsam aber stetig sinkt.

  • 3.1.3 Nichtwahl

Abbildung 1: Wahlbeteiligung in den EU-15 Staaten (Quelle: IDEA)


In den letzten drei Dekaden ist die Wahlbeteiligung in Westeuropa (vgl. Abbildung 1), aber auch in anderen Weltregionen deutlich erkennbar gesunken. Da es sich hier klar um einen länderübergreifenden Trend handelt, ist das Phänomen der Nichtwahl zu einem wichtigen Gegenstand der vergleichenden Wahlforschung geworden. Im Zentrum des Interesses stehen dabei drei Variablenkomplexe:

1.

Unterschiede in der Zusammensetzung der Elektorate und dabei besonders der Anteil der Jung- und Erstwähler

2.

Politisch-kulturelle Unterschiede zwischen den Ländern

3.

Institutionelle Unterschiede

Im Ergebnis zeigt sich, daß institutionelle Faktoren, die aus einer Rational Choice-Perspektive die Kosten der Wahlbeteiligung beeinflussen, einen erheblichen Teil der Varianz zwischen den Ländern erklären können. Besonders starke Effekte haben ¨C wenig überraschend ¨C das Bestehen einer Wahlpflicht sowie die automatische Registrierung von Wählern, Möglichkeiten zur Briefwahl sowie das Abhalten von Wahlen an arbeitsfreien Tagen (Franklin, Eijk und Oppenhuis, 1995). Ein hoher Anteil von Jung- und Erstwählern reduziert ceteris paribus die Wahlbeteiligung, da die Teilnahme an Wahlen für viele Bürger eine Gewohnheit darstellt, die sich im Lebensverlauf stabilisiert (Plutzer, 2002).

Beide Faktoren können aber das Absinken der Wahlbeteiligung nicht erklären, da in fast allen Gesellschaften das Durchschnittsalter der Wähler durch den demographischen Wandel steigt und die institutionellen Hürden für die Wahlteilnahme in vielen Ländern gesenkt wurden. Der Rückgang der Wahlbeteiligung muß deshalb primär auf politisch-kulturelle Wandlungsprozesse, d. h. auf das Verblassen von Wahlnormen und den Bedeutungszuwachs alternativer Beteiligungsformen (Norris, 1999) zurückzuführen sein, die in verschiedenen Ländern unterschiedlich weit fortgeschritten sind. Auch die Abschwächung und allmähliche Auflösung von Parteibindungen (dealignment, siehe Dalton und Wattenberg 2000), die mit dem oben beschriebenen Bedeutungsverlust der traditionellen cleavages einhergeht, gilt als wichtiger Faktor für das Sinken der Wahlbeteiligung.

  • 3.1.4 Economic Voting

Economic Voting“ ist ein breites und dynamisches Forschungsfeld, dessen Grundannahmen auf Downs’ ökonomische Theorie der Demokratie zurückgehen.5 Aus der „Economic Voting“ Perspektive machen die Bürger die jeweilige Regierung für die Wirtschaftslage eines Landes verantwortlich. Wenn sich wichtige makroökonomische Kenngrößen wie die Inflationsrate, die Arbeitslosenquote und das Bruttosozialprodukt verschlechtern bzw. nicht signifikant verbessern, bestrafen die Bürger die Regierungsparteien, indem sie ihnen in Abstimmungen und Umfragen ihre Unterstützung entziehen. Dieser Zusammenhang wird als „VP-Function“ bezeichnet (Nannestad und Paldam, 1994).

Aus einer Vielzahl von Studien, die seit den 1970er Jahren durchgeführt wurde, läßt sich ein Kern von weiteren Befunden extrahieren, die weithin akzeptiert sind (Lewis-Beck und Paldam, 2000, S. 114): Wähler haben einen kurzen Zeithorizont, sie orientieren sich stärker an der (unmittelbaren) Vergangenheit als an ihren Erwartungen für die Zukunft, die nationale Wirtschaftslage ist wichtiger als die persönlichen Finanzen und negative Entwicklungen werden von den Wählern stärker gewichtet als positive Veränderungen.

Zu den Besonderheiten der „Economic Voting“ Forschung gehört, daß die beschriebenen Effekte bei vielen Wahlen recht stark ausfallen, während sie sich in anderen Fällen nicht oder nur in geringem Umfang reproduzieren lassen (Lewis-Beck und Paldam, 2000, S. 113¨C114). Eine mögliche Erklärung dafür liegt in den Kontextvariablen und hier insbesondere in den institutionellen Unterschieden zwischen den Systemen. Während aus Sicht der Wähler in Mehrheitsdemokratien die Verantwortlichkeit der Regierung für die wirtschaftliche Entwicklung relativ definiert ist, kommt es in Konsensusdemokratien durch die Zwänge, die sich aus der Bildung von Koalitionsregierungen ergeben, aber auch durch die Intervention von unabhängigen Zentralbanken, zweiten Kammern oder starken Verfassungsgerichten zu einer Verantwortungsdiffusion. Dadurch schwächt sich der Zusammenhang zwischen Wirtschaftslage und Popularität der Regierung bzw. der größten Regierungspartei erkennbar und systematisch ab (Anderson, 2000; Nadeau, Niemi und Yoshinaka, 2002).

Besonders interessant sind vor diesem Hintergrund politische Systeme, in denen die „clarity of responsibility“ deutlich und in nachvollziehbarer Weise schwankt. Dies gilt neben der Bundesrepublik etwa für Frankreich, wo sich in Zeiten der cohabitation aus Sicht der Wähler die Verantwortung für die Wirtschaft vom Präsidenten zum Premierminister verschiebt (Lewis-Beck, 1997).

  • 3.2 Studien, Datenquellen

Die administrative und finanzielle Aufwand für die international vergleichbare Erhebung von Wählerdaten ist prohibitiv hoch. Wie oben bereits angedeutet, kam es jedoch schon früh zu einer Zusammenarbeit zwischen jenen Forschern, die für verschiedene nationale Wahlstudien verantwortlich waren. 1989 wurde diese Praxis durch die Gründung des „International Committee for Research into Elections and Representative Democracy“ (ICORE) formalisiert (Karvonen und Ryssevik, 2001, S. 44). Die führenden europäischen Datenarchive hatten sich bereits in den 1970er Jahren zum „Council of European Social Science Data Archives“ (CESSDA, http://www.cessda.org) zusammengeschlossen (Karvonen und Ryssevik, 2001, S. 45).

Neben einem Verzeichnis der von 1945-1995 durchgeführten nationalen Wahlstudien ist aus der Kooperation von ICORE, CESSDA und der University of Michigan/Ann Arbor die Comparative Study of Electoral Systems (CSES) hervorgegangen (Lagos, 2008, S. 589-590). Im Rahmen der CSES wird von den beteiligten Institutionen im Anschluß an die Interviews für die jeweilige nationale Studie eine weitere Batterie von einheitlichen Fragen gestellt. Die so erhobenen Individualdaten werden mit Meso- und Makro-Informationen zusammengespielt und stehen Wissenschaftlern auf der ganzen Welt online frei zur Verfügung (http://www.cses.org). Inzwischen sind für den Zeitraum von 1996 bis 2011 Daten aus mehr als 50 Ländern verfügbar. Damit ist die CSES für die vergleichende Wahlforschung eine Ressource von unschätzbarem Wert.

Ähnliche, aber spezifischere Ziele verfolgt die European Election Study (EES, http://eeshomepage.net), die seit 1979 die direkten Wahlen zum Europäischen Parlament begleitet. Aus vergleichender Perspektive sind diese Europawahlen von besonderem Interesse, weil hier in den Mitgliedsländern zum selben Zeitpunkt Kandidaten für dieselbe Institution gewählt werden. Neben den Interviews mit den Wählern, die für alle Wahlen vorliegen, wurden zu einzelnen Urnengängen zusätzliche Kandidatenbefragungen sowie Inhaltsanalysen der Parteiprogramme und der Medienberichterstattung durchgeführt. Hinzu kommen weitere Kontextdaten. Auch die Datensätze aus dem EES-Projekt stehen interessierten Wissenschaftlern über das Internet zur Verfügung.

Neben diesen reinen Wahlstudien existiert inzwischen eine große Zahl weiterer internationaler Surveys, die auch für die Zwecke der Wahlforschung genutzt werden können. Zu den wichtigsten dieser Studien zählen das Eurobarometer, der European Social Survey und der World Values Survey.

  • 3.3 Methoden

Dank der „Technological Revolution“ (Karvonen und Ryssevik, 2001) in der Erhebung und Verbreitung von Umfragedaten (die nicht zuletzt auch eine forschungspolitische und -kulturelle Revolution darstellt) verfügt die vergleichende Wahlforschung heute über Möglichkeiten, die in den 1990er Jahren noch als utopisch galten.

Eine ähnliche Revolution hat sich auch auf dem Gebiet der Analysetechniken und der Computerhardware vollzogen. Die Datensätze, die in der vergleichenden Wahlforschung verwendet werden, sind für sozialwissenschaftliche Verhältnisse sehr groß. So umfaßt beispielsweise die (partielle) Kumulation der Eurobarometer-Daten (Schmitt u. a., 2009) mehrere 100 000 Fälle, was einigen hundert Megabyte entspricht. Während frühere Versionen dieser Kumulation die zum Zeitpunkt ihrer Erstellung verfügbaren PCs an den Rande ihrer Leistungsfähigkeit brachten, lassen sich die heutigen, weitaus umfangreicheren Datensätze problemlos mit Geräten aus den Regalen der Discounter bearbeiten. Parallel dazu ist das technische Niveau der Analysen kontinuierlich gestiegen, weil Auswertungsverfahren, die früher eigene Programmierkenntnisse erforderten, in Summer Schools und Doktorandenprogrammen gelehrt werden und in Standardsoftware wie SPSS oder Stata implementiert sind.

Im Vergleich zur national orientierten Wahlforschung ergeben sich Besonderheiten zum einen aus der Natur der abhängigen Variable „Wahlverhalten“. Da die Wähler in den verschiedenen Ländern vor je unterschiedlichen Alternativen stehen ¨C selbst bei den Europawahlen kandidieren bisher nationale Listen ¨C müssen die nationalen Parteien bzw. Kandidaten einer Parteifamilie zugeordnet werden. Dies wirft einerseits die Frage auf, ob etwa eine Entscheidung zugunsten der deutschen SPD tatsächlich völlig äquivalent zu einer Stimme für die griechische PASOK ist. Andererseits ist unklar wie damit umzugehen ist, wenn sich die choice sets sehr stark unterscheiden, weil eine bestimmte Parteifamilie in einem Land nicht existiert oder faktisch keine politische Bedeutung hat. Forscher aus dem Umfeld der EES haben als Lösung dieses Problems lange Zeit eine spezielle Form der linearen Regression propagiert (Eijk und Kroh, 2002), die eine aufwendige Variante der Wahlabsichtsfrage erfordert, ohne daß klar ist, ob sich die Probleme damit wirklich lösen lassen. Die Mehrzahl der Arbeiten verwendet aber weiterhin eines der gängigen Verfahren zur Analyse polytomer Daten (in der Regel die multinomiale logistische Regression) oder dichotomisiert die abhängige Variable, indem das Stimmverhalten zugunsten einer bestimmten Parteienfamilie mit allen anderen Entscheidungen kontrastiert wird.

Eine zweite Besonderheit besteht darin, daß die moderne vergleichende Wahlforschung danach strebt, die Effekte von Variablen auf der Mikro- (Personen), Meso- (z. B. Kandidaten, Medieninhalte) und Makro-Ebene (Institutionen, nationale Wirtschaftslage etc.) gemeinsam zu modellieren. Als elegantes Verfahren dafür hat sich in den letzten Jahren die statistische Mehrebenenanalyse etabliert, die gegenüber älteren Methoden eine Vielzahl von Vorteilen bringt (Steenbergen und Jones, 2002). Allerdings wird in der Literatur kontrovers darüber diskutiert, wieviele Länder für eine Mehrebenenanalyse benötigt werden und ob sich das Verfahren überhaupt anwenden läßt, wenn diese Ländern nicht zufällig aus einer großen Population ausgewählt werden (Stegmueller, 2013).

Unabhängig von diesen Details der statistischen Modellierung bringt die Verwendung von Makro-Daten, die sich in einem Land nur sehr langsam oder gar nicht verändern, Probleme mit sich, die in dieser Form bei nationalen Wahlen selten auftreten: Wenn beispielsweise das Wahlsystem innerhalb eines Landes konstant ist, läßt sich sein Effekt auf die Wahl kleiner Parteien nicht schätzen, obwohl dieser möglicherweise sehr stark ausgeprägt ist. Eine Effektschätzung muß dann ausschließlich auf Unterschieden zwischen den Ländern basieren. Dieses Vorgehen ist aber mit neuen Problemen verbunden, weil die Zahl der Fälle in Relation zu den interessanten Variablen klein ist, diese Variablen auf der Makro-Ebene in der Regel sehr eng miteinander korreliert sind6 und überdies starke idiosynkratische Effekte einzelner Länder auftreten (unit effects). In diesem Sinne sind viele Makro-Datensätze „schwach“ (Western und Jackman, 1994) ein in der makro-quantitativen Forschung bekanntes grundsätzliches Problem, das auch durch die Verwendung moderner Analyseverfahren und die gleichzeitige Berücksichtigung von Mikro-Daten nicht zu lösen ist.

  • 4 Zusammenfassung

Bereits seit den 1970er Jahren haben sich durch den Vergleich von Ergebnissen aus nationalen Wahlstudien die Perspektiven der Wahlforschung erheblich erweitert. Die Anfänge der EES in den späten 1970er und dann der CSES in den 1990er Jahren markieren den Übergang zu einer Forschung, die von vornherein auf eine Äquivalenz der Konzepte und Instrumente ausgerichtet und damit genuin vergleichend angelegt ist. Die fast flächendeckende Freigabe von Datensätzen für Sekundärforscher über das Internet, die Fortschritte in der Computertechnik und die Verbreitung moderner statistischer Methoden haben in den letzten zwei Dekaden einen weiteren rasanten Fortschritt ermöglicht. Trotz der obengenannten Probleme zählt die international vergleichende Wahlforschung heute sowohl in der Wahlforschung als auch in der Vergleichenden Politikwissenschaft zu den am weitesten entwickelten Subdisziplinen.

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1Naturgemäß können diese Ansätze hier nur in extrem verkürzter Form skizziert. Ausführlichere Darstellungen finden sich in den Lehrbüchern von Bürklin und Klein (1998), Pappi und Shikano (2007) und Roth (2008). Eine umfangreiche Würdigung dieser und anderer Ansätze bietet das von Falter und Schoen herausgegebene Handbuch Wahlforschung (Falter und Schoen, 2005).

2Die vier Grundtypen von Konflikten ¨C Staat vs. (katholische) Kirche, Zentrum vs. Peripherie, Arbeit vs. Kapital und Stadt vs. Land ¨C stehen im Zusammenhang mit revolutionären sozialen Umwälzungen in der Geschichte des jeweiligen Landes. Lipset und Rokkan begründen ihren ursprünglichen Ansatz unter Rückgriff auf das Werk Talcott Parsons’ (Parsons, 1960). Für die weitere Rezeptionsgeschichte spielte dieser systemtheoretische Unterbau aber keine Rolle.

3Dies gilt sofern die Wahlteilnahme keinen ergebnisunabhängigen (intrinsischen) Nutzen stiftet, was aber den Grundannahmen des Modells widersprechen würde.

4Taktisches Wählen liegt dann vor, wenn sich eine Wählerin bewußt nicht für die eigentlich bevorzugte Partei entscheidet, etwa weil sie glaubt, daß diese in einem Mehrheitswahlsystem ohnehin keine Chance hat, ins Parlament einzuziehen.

5Wie Lewis-Beck und Stegmaier (2009) zeigen, beschäftigte sich aber bereits die Ann Arbor-Gruppe mit diesem Thema. Der Ansatz ist damit auch mit einer sozialpsychologischen Perspektive kompatibel.

6So gibt es beispielsweise innerhalb der Europäischen Union keinen föderalen Staat mit einem Mehrheitswahlsystem.

Versöhnen statt spalten? Das Ergebnis der Bundestagswahl 2009 und die Rolle der PDS/Linkspartei in Ost-West-Perspektive

 

1 Einleitung, Fragestellung, Daten

Der Urnengang vom 27. September 2009 war bereits die sechste gesamtdeutsche Bundestagswahl. Ähnlich wie bei den vorangegangenen Wahlen unterschieden sich auch dieses Mal die Wahlergebnisse in Ost und West sehr deutlich. Diese Unterschiede, vor allem aber die Rolle, die die PDS/Linkspartei bei ihrem Zustandekommen spielte, sind Gegenstand des vorliegenden Beitrages. Dieser gliedert sich in zwei große Teile: In Abschnitt 2 beschreiben und analysieren wir zunächst die Unterschiede im Wahlergebnis auf der Makro-Ebene. Die Abschnitte 3 und 4 beschäftigen sich im Anschluß daran mit den Ursachen für diese Unterschiede. Dabei konzentrieren wir uns vor allem auf die Wahrnehmung und die Wahl der Linkspartei/PDS, der es 19 Jahre nach der Vereinigungswahl von 1990 gelungen zu sein scheint, sich erfolgreich nach Westen auszudehnen.

Im ersten Teil unserer Beitrages stützen wir uns auf die amtlichen Wahlergebnisse, die von der Homepage des Bundeswahlleiters und aus der Regionaldatenbank Genesis bezogen werden können. Im zweiten Teil verwenden wir die kombinierte Vorwahl-/Nachwahl-Komponente der German Longitudinal Election Study (GLES) 2009 in der Version Pre1.3. Die Daten wurden von Juli bis zur Bundestagswahl (Vorwahl-Komponente) bzw. von der Bundestagswahl an bis in den November (Nachwahl-Komponente) erhoben und können unter der ZA-Nummer 5302 vom Datenarchiv der GESIS bezogen werden. Der Einfachheit halber wird diese Komponente der GLES im Text zumeist kurz als „Wahlstudie“ bezeichnet. Die für die Replikation der Ergebnisse benötigten Stata-Files werden über das Dataverse von Kai Arzheimer zur Verfügung gestellt (http://dvn.iq.harvard.edu/dvn/dv/arzheimer).

Autorenversion (Preprint) Finale Version: Kai Arzheimer und Jürgen W. Falter (2013). „Versöhnen statt spalten? Das Ergebnis der Bundestagswahl 2009 und die Rolle der PDS/Linkspartei in Ost-West-Perspektive“. In: Wahlen und Wähler. Analysen aus Anlass der Bundestagswahl 2009. Hrsg. von Bernhard Weßels, Oscar W. Gabriel und Harald Schoen. Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwissenschaften, S. 118–150

Wie bei Wahlstudien üblich weicht die Verteilung der berichteten Wahlabsicht bzw. Entscheidung in den GLES- Daten selbst bei Verwendung aller Gewichtungsfaktoren in einigen Aspekten vom amtlichen Endergebnis der Wahl ab. Dies betrifft vor allem den Anteil der Nichtwähler und der sonstigen Parteien, aber auch die Entscheidung für Union und SPD, deren jeweilige Anteilswerte in der Wahlstudie erkennbar über- bzw. unterschätzt werden. Diese Abweichungen erklären sich zum einen aus den bekannten Effekten der sozialen Erwünschtheit und der selektiven Ausfälle von Respondenten, andererseits aber auch aus der Tatsache, daß die Daten über einen langen Zeitraum hinweg erhoben wurden, innerhalb dessen sich unter dem Eindruck des Wahlkampfs und anderer politischer Ereignisse Verhaltensabsichten bzw. sogar die Erinnerung an tatsächliches Verhalten verändern kann (zu den Effekten des Wahlkampfes 2009 siehe Krewel, Schmitt-Beck und Wolsing, 2011).

Für unsere Fragestellung sollte dies jedoch vergleichsweise unproblematisch sein: Zum einen zeigen sich trotz der Abweichungen bezüglich des absoluten Niveaus auch in den GLES-Daten die bekannten Ost-West-Differenzen in der relativen Mobilisierungsleistung der Parteien. Zum anderen geht es uns weniger um eine exakte Prognose bzw. Retrodiktion als vielmehr um die Analyse von Zusammenhängen. Selbst dann, wenn es zu subgruppenspezifischen Ausfällen kommt (beispielsweise weil sich zu wenige politisch desinteressierte Wähler an Umfragen beteiligen), sollten die Schätzungen für Zusammenhänge stabil sein, sofern die Variablen, durch die die Subgruppen definiert werden, im Modell enthalten sind (Allison, 2002).

2 Die Bundestagswahl 2009 in (Ost-West)-Perspektive

2.1 Globale Ost-West-Differenzen

Bereits ein erster Blick auf die Wahlkarten zeigt, daß sich das Ergebnis der Bundestagswahl 2009 im alten Bundesgebiet deutlich vom Wahlausgang in den neuen Ländern unterscheidet. Wie aber läßt sich das Ausmaß dieser Unterschiede mit einer einzigen Maßzahl quantifizieren? In unseren Analysen zu früheren Bundes- und Landtagswahlen (Arzheimer und Falter, 1998, 2002, 2005) haben wir vorgeschlagen, die Ost-West-Unterschiede mit einer Variante des bekannten Pedersen-Index (Pedersen, 1983) zusammenzufassen.

Dazu betrachten wir getrennt für die Unionsparteien, die SPD, die FDP, die Grünen, die PDS/Linkspartei sowie die (heterogene) Gruppe aller „sonstigen“ Parteien1 die absoluten Prozentpunktdifferenzen zwischen den Wahlergebnissen in den alten Ländern (einschließlich des früheren Westteils von Berlin) und den neuen Ländern (einschließlich des früheren Ostteils von Berlin).2 Als Prozentuierungsbasis dient dabei jeweils die Anzahl der Wahlberechtigten, da nur so die tatsächlichen Mobilisierungsleistungen der Parteien sichtbar werden. Zur Summe dieser absoluten Differenzen wird dann noch die absolute Differenz der Nichtwähler addiert und das Ergebnis durch zwei geteilt. Im Ergebnis erhält man so eine Maßzahl, deren theoretischer Wertebereich zwischen 0 (keine Ost-West-Unterschiede) und 100 (es gibt ausschließlich reine „Ost-“ bzw. „Westparteien“) liegt.

Bei den vergangenen Bundestagswahlen hat dieser Index empirisch Werte zwischen 14.2 (1990) und 21.6 (1998) erreicht. Während die Werte 2002 und 2005 im Bereich von 20 Punkten lagen, wurde 2009 wiederum ein Wert von 21.6 erzielt. Von einer Annäherung im Wahlverhalten kann mithin – zumindest was die Verteilung im Aggregat betrifft – keine Rede sein. Ursachen für diesen hohen Indexwert sind neben den bekannten ostdeuschen Besonderheiten – starke Stellung der Linkspartei/PDS und vergleichsweise niedrigen Werte für Grüne und FDP – die sehr niedrige Wahlbeteiligung und sowie das sehr schwache Abschneiden der SPD.

Allerdings sind die Regionen3 wie schon bei früheren Wahlen (Arzheimer und Falter, 2005) in sich durchaus heterogen. Dies gilt vor allem für Westdeutschland. Hier weichen trotz des vergleichsweise schwachen Abschneidens der CSU viele Kreise und Städte in Bayern stärker vom westdeutschen Ergebnis ab als das Ostdeutschland vom gesamtdeutschen Ergebnis tut (vgl. Karte 1). Die für die Bundestagswahl 2002 beschriebene elektorale Dreiteilung Deutschlands (Pappi und Shikano, 2003, S. 4-6) war also keineswegs nur der Kandidatur des damaligen CSU-Vorsitzenden Stoiber geschuldet.

Interessanter als das bloße Faktum der Ost-West-Unterschiede ist aber selbstverständlich, wie, wo und wann die Ost-West-Differenzen in der Stimmenverteilung auftreten. Betrachtet man innerhalb von alter Bundesrepublik und neuen Ländern die Aggregatveränderungen von Bundestagswahl zu Bundestagswahl (dies entspricht der üblichen Berechnungsweise des Pedersen-Index), so zeigt sich, daß die Aggregatverschiebungen in Westdeutschland mit Indexwerten im Bereich von 4 bis 8 Punkten jeweils recht überschaubar waren. Im Osten hingegen wurden vor allem in den 1990er Jahren Werte in einer Größenordnung verzeichnet, die man sonst nur aus der Phase der Neuformierung des westdeutschen Parteiensystems während der 1950er Jahre kannte. Dieser scheinbare Widerspruch zwischen konstanten Ost-West-Unterschieden und hoher ostdeutscher Aggregatvolatilität erklärt sich aus der relativ stabilen Unterstützung für die Linkspartei/PDS in Kombination mit erheblichen Fluktuationen zwischen den anderen Parteien. Das Amalgam von Kontinuität und Wandel galt in der Vergangenheit als das eigentliche Spezifikum des ostdeutschen Wahlverhaltens (Arzheimer und Falter, 2005).

Bei der Bundestagswahl 2009 hat sich das Verhältnis beider Landesteile jedoch umgekehrt: Mit 14.3 Punkten liegt der Index für Westdeutschland nicht nur deutlich über dem entsprechenden Wert für Ostdeutschland (10.9) sondern übertrifft auch alle historischen westdeutschen Werte seit 1953. In diesem Indexwert spiegelt sich eine ganze Reihe von westdeutschen Entwicklungen wider: der Anstieg des Nichwähleranteils auf fast 28 Prozent, die dramatischen Verlust der SPD, das Erstarken der FDP und nicht zuletzt die Zugewinne der Linkspartei/PDS, die (ausgehend von einem 2005 immer noch recht niedrigen Niveau) ihren auf die Wahlberechtigten bezogenen Stimmenanteil um mehr als 50 Prozent steigern konnte.

Auch wenn ihr Stimmenanteil im Osten weiterhin rund dreimal höher liegt als im alten Bundesgebiet, kann die Linkspartei/PDS damit erstmals seit der Wiedervereinigung als gesamtdeutsche Partei betrachtet werden: Mehr als die Hälfte, nämlich 42 ihrer 76 Abgeordneten sind über Listen in den 10 alten Bundesländern (ohne Berlin) ins Parlament eingezogen.4 Dies ist ohne Zweifel eines der interessantesten Ergebnisse der jüngsten Bundestagswahl.

2.2 Der Durchbruch der Linkspartei/PDS im Westen, 2002-2009

Bekanntlich entstand die PDS durch die zweifache Umbenennung der früheren Staatspartei SED (Bortfeldt, 1992). Dementsprechend handelte es sich zunächst um eine rein ostdeutsche Partei. Zur Beginn des neuen Jahrhunderts mußte die 1990 begonnene Strategie der Westausdehnung der PDS als gescheitert gelten. Im Jahr 2002 verfügte die PDS in den alten Ländern (ohne Berlin) über lediglich rund 3 000 Mitglieder. Selbst in großen Flächenländern wie Bayern und Baden-Württemberg hatten die jeweiligen Landesverbände nur rund 500, in Nordrhein-Westfalen gerade einmal 1 300 Mitglieder (Niedermayer, 2009a, S. 11).

Hierbei handelte es sich zu einem großen Teil um frühere Mitglieder des Bundes Westdeutscher Kommunisten (BWK), ehemalige DKP-Mitglieder sowie parteipolitisch ungebundene junge Linke (Hough, Koß und Olsen, 2007, S. 135), die mit den über 60 000 ostdeutschen PDS-Mitgliedern oft kaum etwas gemein hatten und auf die westdeutschen Wähler wenig attraktiv wirkten. Bei der für die PDS ohnehin verheerenden vierten gesamtdeutschen Bundestagswahl von 2002 konnte die Partei in den alten Ländern nur in zwei der hier betrachteten Gebiete – den Wahlkreisen Hamburg-Mitte und Hamburg-Altona – mehr als zwei Prozent der Wahlberechtigten für sich mobilisieren. Über Hamburg hinaus fand die PDS noch in einigen norddeutschen Großstädten (Bremen, Kiel), in Teilen Südhessens (Darmstadt, Frankfurt), im Westteil Berlins sowie einigen früheren industriellen Zentren (Duisburg, Wuppertal, Kassel) Zuspruch.

In drei Viertel der Gebiete stimmte jedoch weniger als ein Prozent der Wahlberechtigten für die PDS. Ironischerweise schnitt die Partei bei den als Nebenwahlen geltenden Landtagswahlen in Westdeutschland häufig noch schlechter ab als bei den Bundestagswahlen (Arzheimer und Falter, 2005), was sich vermutlich daraus erklärt, daß letztere vom (vergleichsweise) positiven Image der Bundespartei und deren professionellen Wahlkämpfen dominiert werden (Hough, Koß und Olsen, 2007, S. 135).

Mehr als zehn Jahr nach der Wiedervereinigung war die PDS somit immer noch eine reine Ostpartei, deren Erfolge sich vor allem auf ostdeutsche Identitäten und ein Bedürfnis nach einer speziellen Interessenvertretung gründeten (Neller, 2006; Neller und Thaidigsmann, 2002). Die Wahrscheinlichkeit, daß es in absehbarer Zeit gelingen könnte, im Westen schlagkräftige Parteigliederungen aufzubauen und damit das elektorale Überleben auf Bundesebene zu sichern, schien denkbar gering. Dementsprechend galten die westdeutschen Landesverbände innerhalb der PDS als Sorgenkinder. Noch im Frühjahr 2005 sprach Gregor Gysi in einem Interview, das bei den westdeutschen Parteimitgliedern für großen Unmut sorgte, davon, daß die PDS im Westen fremd bleibe und „eher wie eine ausländische Partei“ wirke.5

In dieser Situation boten das rechtlich wie politisch mit erheblichen Risiken behaftete Wahlbündnis mit der WASG für die überraschend angesetzte Bundestagswahl 2005 sowie die Perspektive einer möglichen späteren Verschmelzung beider Gruppierungen der Führung der PDS die völlig unerwartete Chance, die Partei kurz- und mittelfristig zu stabilisieren. Bekanntermaßen entschied sich die Parteispitze dafür, diese Chance zu nutzen, indem sie – teils gegen erheblichen Widerstand der lokalen und regionalen Gliederungen – die Landeslisten der PDS für WASG-Kandidaten öffnete. Im Ergebnis gelangte die PDS – 2005 nun unter dem neuen Namen „Die Linkspartei.PDS“ – im Westen erstmals in die Nähe der Fünfprozenthürde und erzielte dank des sehr guten Abschneidens im Osten insgesamt sogar mehr Mandate als die Grünen.

Vor dem Hintergrund dieser politischen Entwicklungen ist es nicht überraschend, daß in den alten Ländern ohne Berlin auf der Ebene der Kreise, kreisfreien Städte und Wahlkreise mit r = 0.49 kein allzu enger Zusammenhang zwischen den PDS-Erfolgen von 2002 und 2005 besteht. Regrediert man den PDS-Anteil von 2005 auf das entsprechende Ergebnis der Vorgängerwahl, so zeigt sich ein ausgeprägtes räumliches Muster der (positiven) Residuen: Im Saarland sowie in den angrenzenden Gebieten in Rheinland-Pfalz erreichte die Partei sehr viel höhere Zustimmungsraten, als dies nach den Ergebnissen von 2002 zu erwarten gewesen wäre, die hier die bisherige räumliche Verteilung der PDS-Anhänger sowie indirekt auch die organisatorische Aufbauleistung der westdeutschen Landesverbände repräsentieren.

Dieses besondere Muster erklärt sich vermutlich aus der starken Verwurzelung Oskar Lafontaines in der Region. Lafontaine war zwar erst im Frühsommer 2005 in die Partei eingetreten, wurde aber als deren Spitzenkandidat wahrgenommen.6 In Karte 2 sind die vor dem Hintergrund der Vorgängerwahl unerwartet großen Erfolge für die Linkspartei in dieser Region deutlich zu erkennen. Ein interessanter Aspekt ist dabei die Ausstrahlung nach Rheinland-Pfalz, d. h. über das Gebiet des saarländischen Landesverbandes hinaus. Dieses kann zum einen als Beleg für die persönliche Wirkung Lafontaines, zum anderen als Hinweis auf die noch nicht sehr stark verfestigte organisatorische Struktur der Partei gedeutet werden, für die die Grenzen zwischen den Landesverbänden hier offensichtlich keine große Rolle spielen.

Auch absolut betrachtet erzielte die Linkspartei im Südwesten mit Zuwächsen von sieben bis 14 Prozentpunkten7 und Stimmenanteilen von bis zu 15 Prozent der Wahlberechtigten die mit weitem Abstand besten Resultate in den alten Bundesländern. Weitere Hochburgen der Partei waren Teile des Ruhrgebietes, Frankfurt/Main, Hamburg, Bremen und Bremerhaven sowie das bayrische Schweinfurt, die Basis des WASG-Mitbegründers und heutigen Parteivorsitzenden Klaus Ernst. Trotz der bemerkenswerten Zugewinne war die Unterstützung für die Linkspartei in Westdeutschland deshalb sehr stark regionalisiert.

Diese ausgeprägte räumliche Konzentration der Unterstützung für die Linkspartei zeigt sich nicht nur im Kartenbild, sondern läßt sich auch quantifizieren: Moran’s I als Maß der globalen räumlichen Autokorrelation (O’Loughlin, 2002) erreicht sowohl für den Stimmenanteil der PDS/Linkspartei bei den Wahlen von 2002 und 2005 (I = 0.39 bzw. I = 0.45) als auch für die Residuen aus der einfachen Regression (I = 0.41) recht hohe Werte.8 Im Falle der Residuen von 2005 geht dieser Wert zu einem großen Teil auf die südwestdeutschen Gebiete zurück.9

Bei der Bundestagswahl 2009 hat sich das für 2005 beschriebene Muster der Linkspartei-Erfolge im wesentlichen fortgesetzt. Bezogen auf die Wahlberechtigten hat die mittlerweile mit der früheren WASG verschmolzene Linkspartei in den alten Ländern nochmals rund 2.2 Prozentpunkte hinzugewonnen. Ihre maximalen Zugewinne im Bereich von 4 bis 4.7 Prozentpunkten erreichte sie dabei in norddeutschen Gebieten, wo sie bereits 2005 durchschnittlich oder leicht überdurchschnittlich abgeschnitten hatte (Bremerhaven, Salzgitter, Wilhelmshaven, Aurich, Emden). Die geringsten Zuwächse von 0.3 bis zu einem Punkt waren einerseits in Bayern, wo die Partei vielerorts auf niedrigem Niveau stagniert, andererseits im Saarland zu verzeichnen, wo die Partei ihr Potential offenbar weitgehend ausgeschöpft hat. Dennoch bilden das Saarland und die angrenzenden rheinland-pfälzischen Gebiete auch 2009 zusammen mit Hamburg, Bremen, Bremerhaven, Teilen des Ruhrgebietes und einigen norddeutschen Gebieten den elektoralen Schwerpunkt der Partei.

Trotz ihrer bedeutenden Zugewinne, die man bei der Bundestagswahl 2002 und auch noch 2005 kaum für möglich gehalten hätte, bleibt die Linkspartei damit auch 2009 im Westen eine Gruppierung, die sich sehr stark auf einige regionale Hochburgen stützt. Dies zeigt sich zum einen an dem sehr hohen Wert von 0.5 für Moran’s I, zum anderen daran, daß sich mehr als 80 Prozent der räumlichen Varianz im Wahlergebnis der Linkspartei auf die Ergebnisse bei den beiden vorangegangenen Bundestagswahlen zurückführen lassen. Vor dem Hintergrund dieser Befunde stellt sich die Frage, ob die Linkspartei in beiden Gebieten unterschiedlich wahrgenommen wird und ob jeweils unterschiedliche Motive hinter ihrer Wahl stehen.

 


PICKarte 1: Lokale Abweichungen vom regionalen Ergebnis 2009


 


PICKarte 2: Residuen PDS-Wahl 2005 in den alten Ländern außer Berlin


3 Wahl und Wahrnehmung der Linkspartei/PDS in Ost und West

3.1 Soziodemographie und Einstellungen der Linkspartei/PDS-Wähler in Ost und West

 


Tabelle 1: Die Wähler der Linken im Ost-West-Vergleich


Mit Blick auf die Parteigeschichte steht zu erwarten, daß sich die Linkspartei in beiden Regionen Deutschlands auf durchaus unterschiedliche Elektorate stützt. Zugleich hat die Linkspartei nicht nur im Westen, sondern auch in den neuen Bundesländern erheblich an Zuspruch gewonnen. Deshalb vermuten wir, daß es gegenüber früheren Wahlen auch im Osten zu Verschiebungen innerhalb der Wählerschaft gekommen sein dürfte. Tabelle 1, in der getrennt nach Regionen die Wähler der Linkspartei allen übrigen Befragten gegenübergestellt werden, bestätigt beide Vermutungen.10

Mit Blick auf die Soziodemographie ist zunächst festzuhalten, daß in Westdeutschland Männer unter den Wählern der Linkspartei klar überrepräsentiert sind. Dies ist ein für die Elektorate nicht-etablierter Parteien typisches Muster. In Ostdeutschland hingegen ist (in Einklang mit den bisherigen Befunden zu den Wählern der PDS) dieser Effekt sehr viel schwächer ausgeprägt. Ebenfalls altbekannt ist die Tatsache, daß die ostdeutschen Wähler der Linkspartei überdurchschnittlich alt sind und der Anteil der Rentner und Pensionäre überdurchschnittlich hoch ist. Im Westen hingegen sind die Wähler der Linken im Mittel jünger als die übrigen Befragten. Dementsprechend ist auch der Anteil der Rentner deutlich geringer als unter den übrigen Befragten. Auch daß sich in beiden Landesteilen ein überproportionaler Anteil der Linksparteiwähler als „Arbeiter“ einstuft (auch wenn dies nicht unbedingt in Einklang mit dem ausgeübten oder früheren Beruf steht) ist im Lichte der bisherigen Befunde wenig überraschend.

Bemerkenswert ist jedoch, daß das Bildungsniveau der Linksparteiwähler in beiden Regionen deutlich unter dem der anderen Befragten liegt. In den bisherigen Studien zur ostdeutschen PDS-Wählerschaft war deren überdurchschnittlich hohe formale Bildung stets eins der hervorstechenden Kennzeichen gewesen. Zugleich ist der Anteil der Arbeitslosen unter den Wählern der Linkspartei im Westen rund dreimal so hoch, im Osten immerhin rund 50 Prozent höher als unter den übrigen Befragten. Diese Befunde deuten darauf hin, daß es der Linkspartei bei der Bundestagswahl 2009 in den neuen Ländern im größeren Umfang gelungen sein dürfte, über ihre bisherige Kernklientel hinaus in die Arbeiterschicht vorzudringen.

Dafür spricht auch der im Vergleich zur übrigen Bevölkerung sehr hohe Anteil von Gewerkschaftsmitgliedern, in dem sich zugleich die Verwurzelung der WASG im linken Gewerkschaftslager widerspiegeln dürfte. Offensichtlich hat es die Linkspartei 2009 geschafft, traditionelle oder zumindest potentielle SPD-Wähler zu mobilisieren.

Die Ursache dafür dürfte in der Unzufriedenheit mit den „Agenda“-Reformen und der von der SPD mitgetragenen Politik der großen Koalition liegen. Diese Unzufriedenheit zeigt sich in der Verteilung der Einstellungsvariablen. In beiden Regionen sind die Wähler der Linken überdurchschnittlich unzufrieden mit dem Funktionieren der Demokratie in der Bundesrepublik. Sie nehmen die aktuelle Wirtschaftslage negativer wahr und blicken pessimistischer in die ökonomische Zukunft als die Wähler anderer Parteien. Vor allem aber ist bei ihnen das Gefühl sehr stark ausgeprägt, daß die bundesdeutsche Gesellschaftsordnung ungerecht ist.

Ebenfalls sehr aufschlußreich ist die Bewertung des Sozialismus als abstrakter Staatsidee. Wie in der Vergangenheit wird diese politische Ordnung von den ostdeutschen Wählern der Linkspartei extrem positiv beurteilt. Die westdeutschen Wähler der Linken hingegen beurteilen die Idee des Sozialismus zwar im Mittel deutlich positiver als die übrigen westdeutschen Befragten, sind in ihrem Urteil aber zugleich weniger enthusiastisch als jene ostdeutschen Befragten, die nicht die Linkspartei gewählt haben bzw. wählen wollen.

In diesem Antwortmuster spiegeln sich zum einen – fast zwanzig Jahre nach dem Fall der Mauer – die nach wie vor bestehenden Einstellungsunterschiede zwischen Ost- und Westdeutschen wieder. Zum anderen ist dies einer der wenigen Punkte, an dem sich eine mögliche Spaltung der Linken-Wählerschaft entlang der regionalen Konfliktlinie abzeichnet.

Ein weiterer möglicher Konflikt betrifft das (damalige) Führungspersonal der Partei. Von den westdeutschen Wählern der Linken werden sowohl Lafontaine als auch Gysi fast identisch, nämlich klar positiv bewertet. Unter den ostdeutschen Wählern hingegen ist die Zustimmung zu Lafontaine erkennbar schwächer ausgeprägt, die Unterstützung für Gysi hingegen fast euphorisch.

Ein letzter in der jüngeren Geschichte der Partei begründeter Unterschied zeigt sich bei der Zahl und Zusammensetzung der Parteiidentifizierer. In den alten Bundesländern liegt der Anteil derjenigen Linken-Wähler, die sich längerfristig an die Partei gebunden fühlen, bei 49 Prozent. Dieser Wert ist für sich betrachtet erstaunlich hoch, liegt aber deutlich unter der Rate von 62 Prozent Identifizierern im Osten. Noch deutlicher sind die Unterschiede bezüglich der Wähler, die sich mit einer anderen (linken) Partei identifizieren. Im Westen sind dies rund 21, im Osten hingegen nur 6 Prozent. Offensichtlich ist die Wählerschaft der Linken im Osten derzeit noch deutlich stärker konsolidiert als im Westen. Dies zeigt sich auch darin, daß 13 Prozent der westdeutschen Wähler der Linkspartei die Grünen als eine mögliche Alternative betrachten. In den neuen Ländern liegt der entsprechende Anteil bei lediglich einem Prozent.

Zusammenfassend läßt sich festhalten, daß sich die Wähler der Linkpartei in beiden Regionen recht deutlich von den übrigen Befragten unterscheiden. Zugleich sind sie sich trotz einiger zu erwartender Unterschiede über die ehemalige innerdeutsche Grenze hinweg erstaunlich ähnlich.

3.2 Position der Linkspartei/PDS im Parteienspektrum

Die Wahlstudie 2009 enthält eine ganze Batterie von Items, mit deren Hilfe die Befragten sich selbst und die relevanten Parteien im politischen Raum verorten können. Neben der globalen Links-Rechts-Selbsteinstufung betrachten wir in diesem Abschnitt auch die wahrgenommene Position in Bezug auf die beiden Hauptkonfliktlinien des Parteienwettbewerbs in Deutschland (Pappi, 1984; Shikano, 2008): die ökonomische und die libertär-autoritäre Dimension. Für diese beiden Dimensionen stehen in der Wahlstudie zwei Indikatoren zur Verfügung, die sich auf den Konflikt zwischen einem Ausbau sozialstaatlicher Leistungen einerseits und einer Senkung der Steuern andererseits (ökonomische Dimension) sowie die Position in der Zuwanderungspolitik (libertär-autoritäre Dimension) beziehen.

Ein erstes, schon mit Blick auf den neuen Namen der Partei wenig überraschendes Ergebnis betrifft die Einstufung der Partei auf der globalen ideologischen Dimension mit den Endpunkten „links“ (1) und „rechts“ (11). Jeweils rund 90 Prozent der Befragten in beiden Landesteilen ordnen die Partei hier auf einer Position am linken Rand des Spektrums (Werte 1-3) ein. Dementsprechend sind die Differenzen zwischen den Mittelwerten (2.1 im Westen und 1.9 im Osten) zwar statistisch signifikant, inhaltlich aber wenig bedeutsam und vermutlich vor allem auf einen immer noch etwas geringeren Bekanntheitsgrad der Partei in den alten Ländern zurückzuführen.

Etwas deutlicher fallen die Unterschiede in Bezug auf die oben angesprochene ökonomische Subdimension aus. In den alten Ländern liegt die mittlere Einstufung hier bei 4.6 Skalenpunkten, während die Partei in den neuen Ländern im Mittel bei einem Wert von 5.0 schon relativ nahe am Skalenmittelpunkt von 6 eingestuft wird. Hierbei handelt es sich möglicherweise um einen Ankerpunkteffekt: Da sich die Ostdeutschen auf dieser Dimension im Mittel etwas weiter links einstufen als die Westdeutschen (5.9 vs. 6.5 Punkte) wird die Linkspartei/PDS selbst bei einer identischen Position womöglich als weniger extrem wahrgenommen.

Dramatische (und ebenfalls statistisch signifikante) Unterschiede zeigen sich schließlich bei der Einordnung auf der Zuwanderungsdimension. Mit einem Skalenwert von 4.6 Punkten wird die Partei im Osten als moderater Migrationsbefürworter wahrgenommen. In den alten Ländern liegt die mittlere Einstufung hingegen bei 5.3 Punkten, d. h. sie wird hier als eher neutral wahrgenommen.


PIC

Abbildung 1: Wahrnehmung der Linkspartei auf zwei Policy-Dimensionen


Es liegt nahe, diese Unterschiede mit Oskar Lafontaines umstrittener „Fremdarbeiter“-Rede vom Sommer 2005 und ähnlichen Äußerungen in Zusammenhang zu bringen. Tatsächlich dürften die höheren, d. h. rechteren Einstufungen der Partei in den alten Ländern vor allem darauf zurückgehen, daß viele Wahlberechtigte in Westdeutschland mit den entsprechenden Positionen der Partei kaum vertraut sind und deshalb mehr oder minder zufällig antworten. Während in den neuen Ländern 71 Prozent der Befragten die Linkspartei/PDS bezüglich dieser Frage links der Mitte einordnen, tun dies im Westen nur 58 Prozent der Bürger. Zudem gibt es im Westen eine ausgeprägte Häufung der Antworten auf der Mittelkategorie.

Der Anteil derjenigen, die nach eigener Einschätzung auf wenigstens einer der beiden Dimensionen überhaupt nicht in der Lage (oder nicht willens) sind, die Partei einzuordnen, ist mit 24 Prozent unter den westdeutschen Wählern anderer Parteien bzw. Nichtwählern am höchsten. In der ostdeutschen Vergleichsgruppe liegt der Wert mit 21 Prozent aber kaum niedriger. Selbst unter den ostdeutschen Wählern der Partei wollen sich rund 16 Prozent der Befragten nicht auf eine Einstufung der Partei einlassen.11 Dagegen ist der Anteil der Antwortverweigerer unter den westdeutschen Wählern der Linkspartei/PDS mit 8 Prozent vergleichsweise gering.

Abbildung 1 zeigt die kombinierte Wahrnehmung der Partei auf den beiden genannten Dimensionen noch einmal im Überblick für vier verschiedene Personengruppen: ost- und westdeutsche Wähler der Linkspartei (linke Spalte) sowie ost- und westdeutsche Nichtwähler bzw. Wähler anderer Partein (rechte Spalte). Die Linien verbinden dabei – analog zu den Höhenlinien in einer topographischen Karte – Punkte mit gleicher Wahrscheinlichkeitsdichte.12 Deutlich ist hier zu erkennen, daß viele Wähler trotz des scheinbar klaren Profils Schwierigkeiten damit haben, die Partei (richtig) einzuordnen.

Geht man davon aus, daß die Linkspartei/PDS tatsächlich bezüglich beider Dimensionen im linken Bereich des politischen Spektrums verortet ist,13 dann sind in allen vier Gruppen maximal die Hälfte derjenigen Befragten, die überhaupt ein solches Urteil abgeben, in der Lage, die Partei korrekt zu positionieren. Am niedrigsten ist dieser Anteil paradoxerweise bei den ostdeutschen PDS-Wählern, obwohl diese Gruppe am besten mit der Programmatik der Partei vertraut sein sollte. Lediglich 35 Prozent dieser Personen ordnen die PDS auf beiden Dimensionen links der Mitte ein.

In Abbildung 1 ist dies recht gut zu erkennen. Viele ostdeutsche PDS-Wähler ordnen die Partei in der Mitte oder sogar etwas rechts von der Mitte des ideologischen Raumes ein. Hinzu kommen zwei schwer zu erklärende lokale Maxima: Knapp zehn Prozent der ostdeutschen PDS-Wähler ordnen die Partei im rechten oberen Quadranten (wirtschaftspolitisch rechts und gegen Zuwanderung) ein. Weitere neun Prozent glauben, daß die Partei für eine Erweiterung der Zuzugsmöglichkeiten und den Abbau von Sozialleistungen stehe.

Nur marginal korrekter fällt die Einschätzung der Partei durch die westdeutschen Befragten aus: Hier plazieren 42 Prozent der Linkspartei-Wähler bzw. 44 Prozent der anderen Befragten die Partei auf beiden Dimensionen im linken Spektrum. Lediglich unter den ostdeutschen Nichtwählern und Wählern anderer Parteien gelangen zumindest 50 Prozent der Befragten zu einer korrekten Einschätzung der PDS.

Für sich genommen scheinen diese Befunde darauf hinzudeuten, daß ideologische Überlegungen bei der Wahl der Linkspartei/PDS keine große Rolle spielen dürften. Denkbar ist aber auch, daß die beiden Dimensionen durch die Indikatoren nur unzureichend erfaßt werden.

Für diese letzte Interpretation spricht, daß die Wahrnehmung der Linkspartei/PDS auf der allgemeinen Links-Rechts-Skala und die Einstufung auf der Sozialleistungen/Steuersenkungs-Skala praktisch unabhängig voneinander sind, obwohl normalerweise angenommen wird, daß die allgemeine Links-Rechts-Dimension wesentlich von ökonomischen Verteilungskonflikten geprägt wird (Fuchs und Klingemann, 1989). Die bivariate Korrelation beider Maße liegt in den vier hier betrachteten Gruppen zwischen −0,10 (Linksparteiwähler West) und 0,19 (andere Befragte Ost).14 Während sich im Falle der Linkspartei argumentieren ließe, daß diese vielen Wählern immer noch nicht vertraut ist, zeigt sich bei der Einstufung der SPD ein sehr ähnliches Muster. Aus unserer Sicht spricht dies dafür, daß zumindest das ökonomische Item keine valide Messung der latenten Dimension ermöglicht.15

Im Ergebnis bleibt festzuhalten, daß die große Mehrheit der Wähler in Ost und West die Linkspartei am linken Rand des Parteienspektrums einordnet. Eine differenziertere Einschätzung entlang der beiden Hauptdimensionen des deutschen Parteinwettbewerbs scheitert am diffusen Erscheinungsbild der Partei, den Unzulänglichkeiten der Operationalisierung oder an einer Kombination beider Faktoren.

4 Die Wahlentscheidung bei der Bundestagswahl 2009 im Ost-West-Vergleich

4.1 Die Wahrnehmung der Parteien in Ost und West

Bevor wir uns der eigentlichen Wahlentscheidung zuwenden, stellt sich die Frage, ob die zur Wahl stehenden Alternativen in beiden Landesteilen überhaupt in gleicher oder zumindest ähnlicher Form wahrgenommen werden. Für die Linkspartei/PDS haben wir diesen Punkt in Abschnitt 3.2 mit Bezug auf zwei Policy-Dimensionen bzw. die allgemeine Links-Rechts-Dimension bereits relativ ausführlich erörtert. In diesem Abschnitt wollen wir der Frage nachgehen, wie Ost- und Westdeutsche die Gesamtheit der zur Wahl stehenden (relevanten) Parteien, d. h. das Parteiensystem wahrnehmen.

In den Jahren seit der Wiedervereinigung wurde die Entwicklung des deutschen Parteiensystems vor allem unter dem Gesichtspunkt einer Regionalisierung diskutiert (zusammenfassend Niedermayer, 2009b, S. 406-408): Während sich im Westen das 2+2-Parteiensystem der 1980er Jahre erhalten hatte, fiel es der FDP und vor allem den Grünen schwer, in den neuen Ländern Fuß zu fassen. Statt der aus der alten Bundesrepublik bekannten Konstellation hatte sich dort ein regionales Dreiparteiensystem aus CDU, PDS und SPD etabliert.

Dabei avancierte die PDS auf kommunaler und regionaler Ebene häufig zur zweitstärksten oder sogar zur stärksten Kraft und beteiligte sich in Mecklenburg-Vorpommern und in Berlin gemeinsam mit der SPD an der Bildung von Landesregierungen. Auf Bundesebene und in Westdeutschland gilt eine solche Zusammenarbeit hingegen immer noch als ausgeschlossen bzw. hoch problematisch (zu den veränderten Mustern der Koalitionsbildung nach der Wiedervereinigung vgl. ausführlich Kropp, 2010). Schon aus diesem Grund stünde zu erwarten, daß sich die Wahrnehmung des Parteiensystems in beiden Regionen unterscheidet.

Andererseits gibt es aber auch die These, daß sich das deutsche Parteiensystem mit der Bundestagswahl 2005 strukturell, nämlich zu einem „fluiden Fünfparteiensystem“ (Niedermayer, 2001, 2008) gewandelt habe. In einem solchen System treten zwar weiterhin regionale Unterschiede auf, diese sind aber nicht mehr notwendigerweise von Dauer. Ein wichtiges Indiz für die Gültigkeit dieser Hypothese ist das häufig sehr gute Abschneiden von FDP und Grünen in den neuen Ländern während der letzten Jahre sowie selbstverständlich das Erstarken der Linkspartei/PDS im Westen.

Empirisch läßt sich die Wahrnehmung des Parteiensystems durch die Bürger in unterschiedlicher Weise erfassen. Einen einfach zu operationalisierenden und für die Befragten wenig belastenden Zugang haben Arzheimer und Klein (1997) vorgeschlagen: Wie viele andere Wahlstudien enthält auch die GLES eine Batterie von elfstufigen Ratingskalen, mit deren Hilfe die Befragten ihre Sympathie oder Antipathie gegenüber den fünf16 relevanten Parteien ausdrücken können. Aus der Korrelationsmatrix dieser Skalometerwerte lassen sich Informationen über die wahrgenommene Ähnlichkeit der Parteien ableiten, ohne daß (1) den Befragten eine Vielzahl von paarweisen Vergleichen der Parteien abverlangt wird und (2) ohne daß den Befragten Vorgaben bezüglich der Dimensionen gemacht werden, die sie ihren Ähnlichkeitsurteilen zugrunde legen.

Die zehn impliziten Ähnlichkeitsurteile (Pearsonsche Korrelationen) skalieren wir so um, daß sie als Distanzen interpretiert werden können, und unterziehen – getrennt nach alten und neuen Bundesländern – diese Distanzen einer klassischen Multidimensionalen Skalierung, um die wahrgenommenen Distanzen zwischen den Parteien in einem zweidimensionalen Raum abzubilden.


 

PIC PIC

Abbildung 2: Wahrnehmung des Parteiensystems in West- und Ostdeutschland


Abbildung 2 zeigt das Ergebnis der Skalierung. In beiden Regionen können die Parteien grundsätzlich sehr gut in den zweidimensionalen Raum eingepaßt werden.17 Anders als man vermuten könnte, ergeben sich dabei für Ost- und Westdeutschland praktisch identische Konfigurationen, die partiell die Einordnung der Parteien auf einer Links-Rechts-Dimension widerspiegeln. Union/FDP und SPD/Grüne bilden in den Augen der Befragten jeweils eine Art Protokoalition. Die Linkspartei/PDS wird in maximaler Entfernung von den bürgerlichen Parteien und in der Nähe der beiden anderen linken Parteien eingeordnet. Auffällig ist dabei aber die relativ große Entfernung von der SPD, die in etwa der Distanz zwischen Union und SPD entspricht. Die zentrale Aussage von Abbildung 2 ist jedoch, daß das Verhältnis der Parteien untereinander und insbesondere die Position der Linkspartei/PDS gegenüber den anderen Parteien im Umfeld der Bundestagswahl 2009 in beiden Landesteilen sehr ähnlich wahrgenommen wurde. Dies ist eine klare Veränderung gegenüber früheren Befunden, etwa von Arzheimer und Klein (1997)

4.2 Wahlteilnahme und die Rolle von Parteiidentifikationen

In der Tradition des Ann-Arbor-Modells (Campbell, Gurin und Miller, 1954; Campbell u. a., 1960) ist die Parteiidentifikation der zentrale Prädiktor für das Wahlverhalten. Auch die „revisionistische“ Neuinterpretation des Konzeptes durch Vertreter des Rational-Choice-Ansatzes (Fiorina, 1981, 2002; Popkin, 1994) sowie neuere Ansätze innerhalb des sozialpsychologischen Paradigmas haben an dieser grundsätzlichen Bewertung wenig geändert. Unabhängig von den Debatten über den exakten Status der Parteiidentifikation und deren optimaler Operationalisierung hat sich die konzeptuelle Unterscheidung zwischen kurzfristigen Einflüssen auf das Wahlverhalten und einer längerfristigen Loyalität gegenüber einer bestimmten Partei, die wie eine Art Voreinstellung wirkt, über den engeren Kreis der Vertreter des Ann-Arbor-Modells hinaus etabliert (Rudi und Schoen, 2005; Schmitt-Beck, 2011).

In unseren Beiträgen zu den bisherigen gesamtdeutschen Bundestagswahlen (Arzheimer und Falter, 1998, 2002, 2005; Kaspar und Falter, 2009) haben wir wiederholt darauf hingewiesen, daß Parteibindungen einen wesentlichen Beitrag zum Verständnis der Ost-West-Unterschiede im Wahlverhalten leisten können. Aufgrund der jüngsten Geschichte und der nach wie vor bestehenden sozialstrukturellen Unterschiede sind Parteibindungen in den neuen Bundesländern deutlich seltener und – dort wo sie vorhanden sind – auch schwächer ausgeprägt als im Westen. Diese strukturellen Unterschiede sind aus unserer Sicht mit dafür verantwortlich, daß der Anteil der Nicht- und Wechselwähler im Gebiet der früheren DDR deutlich höher ist als in der alten Bundesrepublik.

Auswertungen der monatlichen Politbarometerstudien (nicht tabellarisch ausgewiesen) deuten darauf hin, daß der in Westdeutschland seit den 1980er Jahren zu beobachtende Trend eines langsamen, aber kontinuierlichen Abschmelzens der Parteibindungen (Arzheimer, 2006) in den letzten Jahren zu einem Stillstand gekommen ist. Auch im Osten scheint der Anteil der Parteiidentifizierer weiterhin weitgehend stabil zu bleiben.

Diese Abschwächung des Abwärtstrends spiegelt sich auch in der Wahlstudie wider. Dort geben 70 Prozent der westdeutschen und 59 Prozent der ostdeutschen Befragten an, über eine langfristige Parteibindung zu verfügen.18 Diese relativ hohen Werte dürften partiell allerdings auch auf eine Aktivierung von Parteiidentifikationen durch den Wahlkampf zurückgehen. Zudem besteht nach wie vor ein deutlicher Unterschied zwischen beiden Regionen, da der Anteil der nach eigenen Angaben keiner Partei besonders verbundenen Befragten im Osten nach wie vor fast anderthalbmal so hoch ist wie im Westen.

 


Identifikation mit … West Ost West:Ost
Union 28 22 1 , 3
SPD 22 13 1,7
Gruene 9 6 1,5
FDP 6 4 1,5
Linke 5 14 2,8−1
Keine 30 41 1,4−1

Tabelle 2: Verteilung der Parteiidentifikationen in West- und Ostdeutschland


Auch bei der Verteilung der Identifikationen selbst zeigen sich deutliche Unterschiede, die den Erwartungen entsprechen (vgl. Tabelle 2). Langfristige Bindungen an die früheren Bonner Parteien sind in den neuen Ländern immer noch deutlich seltener als im alten Bundesgebiet. Vergleichsweise gut schneidet hier noch die Union ab, die im Westen rund 1,3-mal soviele langfristige Anhänger hat wie im Osten. Für FDP, Grüne und SPD liegt das Verhältnis West:Ost im Bereich von 1,5 bis 1,7. Die Linkspartei hingegen verfügt bezogen auf die Zahl der Befragten trotz ihrer Zuwächse in der alten Bundesrepublik im Osten über fast dreimal soviele Anhänger wie im Westen. Diese Unterschiede in der Verteilung der Parteiidentifikationen erklären einen erheblichen Teil der Ost-West-Unterschiede im Wahlverhalten.

 


Ausprägung West Ost
sehr schwach 1 3
ziemlich schwach 6 8
mäßig 34 39
ziemlich stark 45 39
sehr stark 15 10

Tabelle 3: Stärke der Parteiidentifikationen in West- und Ostdeutschland


Was schließlich die Qualität der Parteiidentifikationen betrifft, so sind diese in Ostdeutschland tatsächlich etwas schwächer ausgeprägt als im Westen. Während dort die Mehrheit (45 Prozent) der Wähler angibt, über eine „ziemlich starke“ Identifikation zu verfügen, ordnen sich im Osten nur 39 Prozent der Respondenten in dieser Gruppe ein (vgl. Tabelle 3). Insgesamt sind die Unterschiede zwischen beiden Regionen in dieser Hinsicht aber relativ klein.19

 


Nichtwahl Wahl entgegen PI
Ost 0,102 0,117
(0,663) (0,510)
Abitur 0,243 0,694∗∗∗
(0,230) (0,174)
Stärke PI −0,689∗∗∗ −0,248∗∗
(0,106) (0,0939)
PI=SPD 0,0781 0,152
(0,204) (0,170)
PI=Grüne 0,649∗ 1,261∗∗∗
(0,275) (0,214)
PI=FDP 0,329 1,789∗∗∗
(0,389) (0,244)
PI=Linke −0,0570 −0,497
(0,297) (0,311)
Interesse −0,355∗∗ −0,0213
(0,127) (0,0863)
Ost×Abitur −0,463 −1,265∗∗∗
(0,422) (0,352)
Ost×Stärke PI −0,253 −0,281
(0,226) (0,174)
Ost×PI=SPD 0,370 −0,0480
(0,408) (0,390)
Ost×PI=Grüne 0,572 0,718
(0,540) (0,491)
Ost×PI=FDP 1,132 0,453
(0,605) (0,457)
Ost×PI=Linke 1,435∗∗ 0,0361
(0,439) (0,457)
Ost×Interesse −0,140 0,198
(0,224) (0,168)
Konstante 0,503 −0,947∗∗∗
(0,341) (0,252)
N  2414

Tabelle 4: Effekt der Parteiidentifikation auf die Wahlbteiligung/-entscheidung in Ost und West


Wenn man die Vorstellung einer Parteiloyalität ernst nimmt, dann sollten bei der Modellierung der Entscheidung von Parteianhängern über die Wahlteilnahme mindestens drei Ausprägungen des Wahlverhaltens unterschieden werden: die Wahlentscheidung im Sinne der PI, die Wahlentscheidung gegen die PI und die Nichtwahl, die einem überzeugten Parteigänger, der mit der Programmatik oder den Kandidaten der eigentlich bevorzugten Partei unzufrieden ist, womöglich leichter fällt als die Wahl einer „falschen“ Partei. Betrachtet man das Wahlverhalten bei der Bundestagswahl 2009 nach diesen drei Kategorien, so zeigen sich deutliche Unterschiede sowohl zwischen den Parteien als auch zwischen den beiden Regionen, die wiederum für einen Teil der Unterschiede in den regionalen Wahlergebnissen verantwortlich sind.

Tabelle 4 enthält die Schätzungen für eine multinomiale logistischen Regression, die diese Unterschiede modelliert.20 Neben der Region sowie der Stärke und Richtung der Parteiidentifikation enthält das Modell zwei Variablen, die vor allem als Prädikatoren der Wahlbeteiligung eine wichtige Rolle spielen: das politische Interesse sowie einen Dummy für das Vorliegen eines (Fach-)Abiturs als Indikator für den Grad der formalen Bildung. Etwaige Ost-West-Unterschiede werden durch Interaktionen mit dem Regional-Indikator abgebildet. Befragte ohne Parteiidentifikation bleiben aufgrund der gewählten Perspektive außer Betracht. Die Referenzkategorie für das politische Verhalten ist die Wahlentscheidung für jene Partei, mit denen sich die Befragten identifizieren. Die Referenzgruppe sind westdeutsche Unionsanhänger mit sehr schwachem politischem Interesse und sehr schwacher Parteibindung (jeweils =0 ) ohne Abitur.

Aus der Konstante läßt sich ablesen, daß die Handlungsvariante „Nichtwahl“ für die Referenzgruppe rund 1,7-mal (= exp(0,503)) wahrscheinlicher ist als die Wahlentscheidung im Sinne der Parteiidentifikation. Eine gegen die Parteibindung gerichtete Wahlentscheidung ist hingegen sehr unwahrscheinlich: die entsprechende Wahrscheinlichkeit beträgt nur rund ein Drittel derjenigen für die Wahl im Sinne der Parteiidentifikation.21

Die Koeffizienten in den Zeilen vier bis sieben repräsentieren die Kontraste zwischen den Anhängern der Union und den Unterstützern der übrigen Parteien. Auffällig ist hier zunächst, daß sich (wiederum bezogen auf westdeutsche Befragte ohne Abitur, mit geringem politischem Interesse und schwach ausgeprägter Parteibindung) die Anhänger der Grünen und vor allem der FDP signifikant von den Anhängern der Union (und implizit auch von denen der SPD und der Linken) unterscheiden: Für beide Gruppen ist dem Modell zufolge nicht nur eine Wahlenthaltung, sondern auch eine Entscheidung gegen die eigentliche Identifikation wahrscheinlicher als eine Wahlentscheidung für die eigentlich präferierte Partei. Dieses Ergebnis spricht dafür, daß zumindest die schwachen Bindung an diese beiden kleinen Parteien kaum im Sinne einer echten Loyalität interpretiert werden sollten.

Die Zeilen drei und acht zeigen die Koeffizienten für die Effekte der Stärke der Parteiidentifikation und des politischen Interesses. Erstere reduziert erwartungsgemäß sehr stark die Wahrscheinlichkeit von Nichtwahl bzw. abweichendem Wahlverhalten. Bei der Bewertung der Effekte ist zu bedenken, daß diese Variable eine Spannweite von vier Skalenpunkten und damit einen sehr großen maximalen Effekt hat. Für Befragte mit sehr engen Bindungen an die bevorzugte Partei ist es deshalb fast ausgeschlossen, daß diese nicht gewählt wird.

Auch das politische Interesse, das ebenfalls auf einer Skala mit einer Spannweite von vier Punkten gemessen wurde, hat einen beträchtlichen Effekt auf das Wahlverhalten. Dieser konzentriert sich jedoch auf die Wahlbeteiligung. Für das Verhältnis der Wahrscheinlichkeiten von identifikationsgeleiteter und abweichender Parteienwahl ist das politische Interesse hingegen unerheblich. Die Zeilen neun bis fünfzehn schließlich enthalten die Interaktionseffekte, aus denen abzulesen ist, wie sich die Wirkung von Bildung, Stärke und Richtung der Parteiidentifikation und politischem Interesse in beiden Regionen unterscheiden. Bemerkenswert ist hier vor allem, daß formale Bildung und Stärke der Parteibindung die Wahrscheinlichkeit von Nichtwahl bzw. Wahl entgegen der Identifikation stärker reduzieren als im Westen.


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Abbildung 3: Wahl gemäß Parteiidentifikation nach Region, Richtung und Stärke der Parteibindung


Wegen der großen Zahl von Koeffizienten und der Ambiguitäten, die sich aus den verschiedenen Kodierungsmöglichkeiten ergeben, gestaltet sich die weitergehende Interpretation der Tabelle schwierig. Im folgenden konzentrieren wir uns deshalb auf die graphische Analyse des mit der Parteibindung konformen Wahlverhaltens in Abhängigkeit von der Region sowie der Richtung und Stärke der Parteibindung. Abbildung 3 zeigt die entsprechenden Schätzungen.22

Im Ergebnis ist zunächst klar zu erkennen, daß die Intensität der Identifikation für alle Parteien von entscheidender Bedeutung ist: Mit zunehmender Stärke der Bindung steigt die Wahrscheinlichkeit einer im Sinne der Identifikation korrekten Entscheidung ganz klar an.

Ebenfalls deutlich zu erkennen ist nun, wie stark die Bindekraft der Identifikation über die Parteien hinweg variiert: Bei der Linken, der SPD und vor allem bei der Union führen selbst relativ schwache Identifikationen mit relativ großer Wahrscheinlichkeit zur Wahl der Partei. Bei FDP und Grünen hingegen haben selbst sehr intensive Identifikationen nur einen eingeschränkten Effekt auf das Wahlverhalten.

Dritten schließlich zeigen sich fast keine signifikanten Ost-West-Unterschiede. Die einzige Ausnahme davon sind die besonders engagierten Anhänger der Union in Ostdeutschland, die sich als geringfügig loyaler erweisen als die entsprechende Gruppe in den alten Ländern. Alle anderen Differenzen sind nicht signifikant und häufig auch sehr klein.

Inhaltlich bedeutet dies, daß sich rund zwei Jahrzehnte nach der Vereinigung keine Ost-West-Differenzen mehr nachweisen lassen, die den Charakter der Parteibindungen an sich betreffen. Die vorhandenen Unterschiede im Wahlverhalten unter den Parteianhängern gehen vielmehr auf die Verteilung und Intensität der Identifikationen sowie auf die Unterschiede in der Verteilung anderer Variablen zurück.

4.3 Ein multivariates Modell der Wahlentscheidung bei der Bundestagswahl 2009

Im letzten Teil unserer Analyse erweitern wir die Perspektive, in dem wir zum einen auch jene Befragten in die Analyse aufnehmen, die keine Parteibindung aufweisen, zum anderen einige zusätzliche Variablen berücksichtigen, die einen Einfluß auf die Wahlentscheidung haben sollten. Dabei handelt es sich einerseits um die Bewertung der Spitzenkandidaten der Parteien,23 andererseits um die generalisierte Links-Rechts-Selbsteinstufung der Befragten, die wir hier als summarischen Indikator für allgemeine Policy-Präferenzen betrachten.24 Um auch jene Befragten berücksichtigen zu können, die nach eigenem Bekunden keine langfristige Loyalität gegenüber einer Partei empfinden, haben wir die Informationen zur Richtung und gegebenenfalls Stärke der Parteibindung in einem Set von fünf Variablen zusammengefaßt. Diese haben jeweils den Wert 0, wenn ein Befragter nicht an diese Partei gebunden ist. Wenn hingegen eine Bindung an die betreffende Partei vorliegt, nimmt die entsprechende Variable je nach deren Intensität Werte zwischen 1 und 5 an. Als Basiskategorie betrachten wir die Nichtwahl bzw. Wahl einer „sonstigen“ Partei.25

 


Tabelle 5: Ein umfassendes Modell der Wahlentscheidung für die Bundestagswahl 2009


Angesichts der Vielzahl von Variablen, die eng mit Wahlbeteiligung und -entscheidung verbunden sind, überrascht es nicht, daß das Modell eine hervorragende Anpassung an die Daten erreicht.26 Die resultierende Tabelle enthält 140 nicht-redundante Parameterschätzungen und entzieht sich damit einer einfachen Interpretation. Klar erkennbar ist in erster Linie, daß auch in dieser Modell mit steigendem politischen Interesse die Wahrscheinlichkeit der Wahl einer (beliebigen) Partei gegenüber der Wahrscheinlichkeit der Nichtwahl zunimmt. Dies gilt für beide Regionen.

Alle weitergehenden Interpretationen erfordern aber wiederum eine graphische Darstellung. Dabei liegt unser Hauptaugenmerk zunächst auf der Einflußwirkung der Ideologie (Links-Rechts-Selbsteinstufung) auf die parteipolitisch ungebundenen Wähler, da wir hier die interessantesten Effekte erwarten.

Allerdings stellt sich hier das Problem, daß die (auf die Ebene der erwarteten Wahrscheinlichkeiten bezogene) Wirkung einer Variablen in einem non-linearen Modell stets vom Niveau aller anderen Variablen abhängt. In der Literatur wird deshalb häufig empfohlen, die erwarteten Wahrscheinlichkeiten zu berechnen, indem ein oder zwei fokale unabhängige Variablen über ihren Wertebereich variiert und alle anderen unabhängigen Variablen auf ihren Mittelwert oder Modus gesetzt werden (King, Tomz und Wittenberg, 2000; Long und Freese, 2006).

Die auf diese Weise berechneten Effekte („marginal effects at the mean“) können aber in endlichen Stichproben in die Irre führen (Greene, 2003, S. 669), vor allem wenn zwischen den unabhängigen Variablen enge Beziehungen bestehen. In vielen Fällen ist es deshalb sinnvoller, die „average marginal effects“ zu bestimmen (Bartus, 2005). Diese errechnen sich, indem für jeden einzelnen Befragten die erwarteten Wahrscheinlichkeiten berechnet werden. Dabei wird die fokale Variable (in unserem Fall die Zugehörigkeit zu einer Region) variiert, während alle anderen unabhängigen Variablen mit ihren realen Werten in die Schätzung eingehen. Anschließend werden die Mittelwerte über diese Schätzungen errechnet. Die Differenzen zwischen den geschätzten Mittelwerten entsprechen den geschätzten Effekten der fokalen unabhängigen Variablen auf die Wahrscheinlichkeit der Wahl.


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Abbildung 4: Links-Rechts-Selbsteinstufung und Sympathien für die Spitzenkandidaten


In unserem Fall empfiehlt sich diese etwas komplexere Methode, weil zwischen den unabhängigen Variablen erfahrungsgemäß recht enge Zusammenhänge bestehen. Dies betrifft einerseits die Beziehung zwischen der generalisierten Ideologie und der Bewertung der Spitzenkandidaten: In beiden Landesteilen finden eher rechte Wähler Merkel bzw. zu Guttenberg und Westerwelle im Mittel deutlich sympathischer als Steinmeier und umgekehrt (vgl. Abbildung 4).27


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Abbildung 5: Links-Rechts-Selbsteinstufung und Bindungen an die Parteien


Ebenfalls recht eng sind die Zusammenhänge zwischen der Links-Rechts-Selbsteinstufung und den Bindungen an die Parteien. Hier zeigen sich einige inhaltlich sehr interessante Muster (vgl. Abbildung 4). So ist zunächst noch einmal zu erkennen, daß FDP und Grüne über relativ wenige feste Anhänger verfügen. Zudem sind deren Bindungen an die jeweilige Partei häufig nur sehr schwach ausgeprägt.

Bemerkenswert ist darüber hinaus, daß in beiden Regionen Deutschlands im rechten Teil des politischen Spektrums Bindungen an die Unionsparteien immer noch weit verbreitet sind. Verglichen damit ist das linke Lager gespalten. Die SPD hat vor allem im Osten deutlich weniger langfristige Anhänger als die Union und scheint auch ein deutlich schmaleres Spektrum im Mitte-Links-Bereich abzudecken. Die relativ wenigen festen Anhänger der Grünen positionieren sich vor allem in den alten Bundesländern deutlich links von der Mitte.


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Abbildung 6: Links-Rechts-Selbsteinstufung in den beiden Regionen


Von besonderem Interesse ist in Ost-West-Perspektive selbstverständlich die Situation der Linkspartei. Hier zeigt sich nochmals, daß diese selbst in den alten Ländern am linken Rand des Spektrums über eine erstaunlich große Zahl selbstdeklarierter fester Anhänger verfügt. Ebenfalls klar zu erkennen ist darüber hinaus, daß die Linkspartei/PDS in den neuen Ländern im gesamten linken Spektrum über eine große Zahl fester Anhänger verfügt und auf diese Weise den beiden anderen linken Parteien nur wenig Raum läßt.

Hinzu kommt ein weiterer Faktor, den wir bisher noch nicht angesprochen haben: In den neuen Ländern ordnen sich rund drei Viertel der Befragten links der Mitte ein, während sich im Westen linke und rechte Überzeugungen in etwa die Waage halten (Abbildung 6).


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Abbildung 7: Erwartete Wahlentscheidung ungebundener Wähler nach Region und ideologischer Selbsteinstufung


Vor dem Hintergrund dieses doch gravierenden Unterschiedes in der ideologischen Zusammensetzung der beiden Teilelektorate, der wie oben gezeigt eng mit unterschiedlichen Bewertungen der Kandidaten und unterschiedlichen Parteibindungen verknüpft ist, stellt sich die Frage, ob die Ost-West-Unterschiede im Wahlverhalten primär auf diese ganz generellen Einstellungsunterschiede zurückgehen.

Abbildung 7 zeigt die auf der Grundlage des vollständigen Modells geschätzten Wahlwahrscheinlichkeiten zugunsten der fünf Parteien in Abhängigkeit von ideologischer Selbsteinstufung und Region für die besonders interessante Gruppe der ungebundenen Wähler. Für die einzelnen Parteien ergeben sich dabei durchaus relevante Unterschiede, wobei allerdings die relativ großen Konfidenzintervalle zu beachten sind. So wird die Wahrscheinlichkeit einer Entscheidung zugunsten der FDP innerhalb dieser Gruppe in den alten wie in den neuen Ländern kaum von der ideologischen Selbsteinstufung beeinflußt. Bei den Grünen in Ostdeutschland (und nur in Ostdeutschland) hingegen gibt es Hinweise auf ideologische Effekte, die aber nicht die Schwelle der statistischen Signifikanz erreichen.

Etwas klarer sind die Ergebnisse bei der Wahlentscheidung zugunsten der SPD. In beiden Regionen scheint die Wahlentscheidung von ideologischen Überlegungen beeinflußt zu werden, d. h. die Wahlwahrscheinlichkeit sinkt im rechten Spektrum ab, wobei diese Differenzen wiederum nicht signifikant sind. Zugleich ist die Partei im Osten ceteris paribus weniger erfolgreich als im Westen, wobei diese Differenzen nur im mittleren und im Mitte-Rechts-Bereich signifikant sind. Fast spiegelbildlich stellt sich die Situation der Union dar: Diese ist – wenig überraschend – bei rechteren Wählern beliebter als bei Mitte-Links-Wählern. Dieser Effekt kommt in Ostdeutschland stärker zum Tragen, wobei auch hier in der Mehrzahl der Konstellationen die Konfidenzintervalle überlappen.

Von besonderem Interesse für unsere Fragestellung ist schließlich der Effekt der Links-Rechts-Selbsteinstufung auf die Wahl der Linkspartei. Hier zeichnen sich – wiederum erwartungsgemäß – klare ideologische Effekte ab, d. h. Personen im linken Spektrum haben mit großer Sicherheit eine sehr viel stärkere Tendenz, diese Partei zu wählen, als Bürger aus dem Mitte-Rechts-Bereich. Anders, als man es aufgrund der Geschichte der Partei vielleicht erwarten könnte, unterscheidet sich die Stärke dieses Effektes in den beiden Regionen jedoch nicht.

Aus der letzten Teilgrafik schließlich geht hervor, daß die Links-Rechts-Selbsteinstufung bei parteipolitisch ungebundenen Bürgern auch einen Effekt auf die Wahrscheinlichkeit der Nichtwahl zu haben scheint. Ähnlich wie bei der Wahl der Grünen sind aber weder die Unterschiede zwischen den verschiedenen ideologischen Gruppen noch die Unterschiede zwischen den Regionen statistisch signifikant.

In der Summe läßt sich festhalten, daß die Wirkung der ideologischen Selbsteinstufung in beiden Regionen im wesentlichen identisch ist. Dies gilt auch und gerade für die Wahl der Linkspartei.

Nimmt man statt der besonders volatilen Gruppe der parteipolitisch ungebunden Bürger das gesamte Elektorat in den Blick (nicht ausgewiesen), so lassen sich überhaupt keine statistisch signifikanten Ost-West-Unterschiede im Effekt der Links-Rechts-Selbsteinstufung nachweisen. Aus der Perspektive unseres Modells erklären sich die nach wie vor erheblichen Ost-West-Differenzen im Wahlverhalten deshalb primär durch die unterschiedliche Verteilung der Einstellungsvariablen, nicht aber durch übergeordnete Kontexteffekte, etwa in Bezug auf die Wahrnehmung des Parteiensystems.

5 Fazit

Auch bei der sechsten gesamtdeutschen Bundestagswahl haben sich wieder tiefgreifende Unterschiede zwischen der alten Bundesrepublik und den neuen Bundesländern gezeigt. Diese betreffen sowohl die Wahlbeteiligungsraten als auch die Stimmenanteile der Parteien. Zur erklären sind diese Differenzen vor allem über die weiterhin bestehenden Unterschiede in der Verteilung von Einstellungen und sozio-demographischen Merkmalen.

Zugleich gibt es aber Hinweise auf eine gewisse Angleichung im Wahlverhalten der beiden Regionen: Erstmals seit den 1950er Jahren hat es in den alten Ländern Aggregatverschiebungen gegeben, die in ihrer Größenordnung mit der aus den neuen Ländern bekannten Volatilität vergleichbar sind. Damit hat sich unsere in früheren Beiträgen geäußerte These, daß das Wahlverhalten in Ostdeutschland einen Eindruck von den zukünftigen Entwicklungen in Westdeutschland vermittelt, bestätigt.

Zurückzuführen sind die Aggregatveränderungen auf den Anstieg des Nichtwähleranteils, die Stimmenverluste der früheren Volksparteien sowie den Aufstieg der Linkspartei, die mit dem Ergebnis der Bundestagswahl ihren Anspruch, als gesamtdeutsche Partei wahrgenommen zu werden, unterstreichen konnte.

Innerhalb der Wählerschaft der Linkspartei zeigt sich eine ganz Reihe von erwartbaren Ost-West-Unterschieden. Diese betreffen nicht nur die Zusammensetzung der Wählerschaft, sondern auch deren im Westen sehr stark ausgeprägte Konzentration in wenigen Hochburgen. Dennoch zeigen sich innerhalb der Wählerschaft der Linkspartei auch viele Gemeinsamkeiten: Wähler in Ost und West sind sehr stark ideologisch motiviert, nehmen die wirtschaftliche Situation als bedrohlich wahr und empfinden die Gesellschaftsordnung als ungerecht. Stärker als bei früheren Bundestagswahlen stellt sich die Linkspartei damit auch in Ostdeutschland als klassische Arbeiterpartei dar. Sollte diese Entwicklung von Dauer sein, so würde dies offensichtlich die SPD in ihrer Existenz bedrohen. Zugleich könnte damit aber ironischerweise ausgerechnet die Linkspartei für sich in Anspruch nehmen, die bisherige elektorale Ost-West-Spaltung Deutschlands wenn schon nicht zu beenden, dann doch deutlich zu reduzieren. Sie würde dann zur einzig sozialistischen Partei der deutschen Einheit.

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1Im Sinne einer möglichst einfachen Vorgehensweise werden die (wenigen) ungültigen Stimmen ebenfalls dieser Gruppe zugeordnet.

2Die Berliner Wahlkreise decken sich immer noch weitgehend mit der früheren Sektorengrenze. Lediglich der Bezirk Kreuzberg muß als Bestandteil des Wahlkreises „Kreuzberg – Friedrichshain – Prenzlauer Berg Ost“ dem Ostteil zugerechnet werden.

3Idealerweise sollten Wahlergebnisse auf einem möglichst niedrigen Aggregationsniveau, d. h. auf der Ebene der Stimmbezirke analysiert werden. Daten auf der Stimmbezirksebene stehen aber momentan nur für die Bundestagswahl 2009 zur Verfügung. Die darüberliegende Ebene der Wahlkreise ist deutlich weniger gut für entsprechende Analysen geeignet, da es sich hier um vergleichsweise große und teils auch heterogene Einheiten handelt. Hinzu kommt, daß sich seit der Verkleinerung des Bundestages für die Wahl 2002 Veränderungen im Zuschnitt der Wahlkreise ergeben haben: Aufgrund der Bevölkerungsbewegungen haben Thüringen, Sachsen und Sachsen-Anhalt jeweils einen Wahlkreis an Baden-Württemberg, Bayern und Niedersachsen abgegeben. In allen sechs Bundesländern mußten deshalb Wahlkreisgrenzen neu gezogen werden. Für die folgenden Analysen wurden deshalb die in der Regionaldatenbank Genesis hinterlegten Wahlergebnisse verwendet, die auf die Landkreise und kreisfreien Städte umgerechnet sind, deren Grenzen über den Zeitraum von 2002-09 weitgehend stabil waren. In den Stadtstaaten Berlin und Hamburg sowie in einigen Großstädten und besonders großen Landkreisen mit mehreren Bundestagswahlkreisen wurden diese Daten durch die Ergebnisse der jeweiligen Wahlkreise ersetzt. Auf diese Weise ergibt sich ein hybrider Datensatz mit 447 stabilen Gebietseinheiten. Einzelheiten zur Behandlung der Großstädte und -kreise sowie zur Gebietsreform in Sachsen-Anhalt sind im Dataverse zu diesem Kapitel dokumentiert.

4Dabei handelt es sich größtenteils um Westdeutsche. Kandidaturen von Ostdeutschen auf westdeutschen Landeslisten wie etwa die von Sahra Wagenknecht in Nordrhein-Westfalen sind die Ausnahme.

5Interview mit dem Berliner Tagesspiegel vom 17.05.2005

6Lafontaine kandidierte für das Direktmandat im Wahlkreis Saarbrücken, wo er über viele Jahre zunächst Oberbürgermeister und später Ministerpräsident gewesen war, und erhielt dort 26 Prozent der Erststimmen. Sein Einzug in den Bundestag war über den ersten Platz der nordrhein-westfälischen Landesliste abgesichert.

7Bezogen auf die Wahlberechtigten gewann die Partei im Westen insgesamt rund 2,9 Prozentpunkte hinzu.

8Positive räumliche Autokorrelation bedeutet, daß sich benachbarte Einheiten bezüglich der untersuchten Variable ähnlicher sind, als dies bei einer zufälligen Verteilung zu erwarten wäre. Wenn in politikwissenschaftlichen Anwendungen räumliche Autokorrelationen auftreten, so sind, diese fast immer positiv, etwa weil sich benachbarte Einheiten im Rahmen von Diffusionsprozessen gegenseitig beeinflussen oder durch die Zugehörigkeit zu größeren Organisationen gemeinsamen räumlich organisierten Einflüssen ausgesetzt sind.

Moran’s I und vergleichbare Indikatoren sollten mit einer gewissen Vorsicht interpretiert werden, weil ihre Berechnung die Definition einer Gewichtungsmatrix erfordert, die festlegt, welche Gebietseinheiten als potentiell relevante Nachbarn betrachtet werden. In der Regel gibt es dafür eine ganze Reihe gleichermaßen plausibler Spezifikationen. Im Sinne einer möglichst einfachen Vorgehensweise verwenden wir den Kehrwert der Distanz zwischen den Zentroiden der Gebietseinheiten als Gewichtungsfaktor. Gebiete, deren Zentroide mehr als 120 Kilometer Luftlinie entfernt sind, bleiben unberücksichtigt. Innerhalb jeder Zeile wurden die Gewichte so normalisiert, daß sie sich zu eins aufsummieren.

9Dies zeigt sich sowohl in einer Betrachtung lokaler Maße der räumlichen Autokorrelation als auch in einem starken nicht-linearen Zusammenhang zwischen den Residuen und der einfachen räumlichen Entfernung von Saarbrücken (nicht ausgewiesen).

10Zur Berechnung der Prozentwerte wurden die in der Wahlstudie bereitgestellten Repräsentativgewichte verwendet.

11Dies ist ein erster Hinweis darauf, daß sich die Wählerschaft der PDS, die sich früher zu einem erheblichen Teil aus den ehemaligen DDR-Funktionseliten rekrutierte, deutlich verändert hat.

12Die graphische Darstellung basiert auf einer zweidimensionalen Kerneldichteschätzung, d. h. die Einstufungen der Partei auf den beiden Skalen mit je elf diskreten Kategorien werden als Ausdruck einer unterliegenden Verteilung von kontinuierlichen Wahrnehmungen interpretiert. Zu den Details der verwendeten Prozedur siehe Venables und Ripley (2002, S. 130-131).

13Mit Blick auf die ökonomische Dimension versteht sich dies von selbst. Der Abschnitt zur Zuwanderungspolitik im Bundeswahlprogramm 2009 ist zwar recht kurz, aber ebenfalls eindeutig. Zuwanderung wird dort innerhalb des größeren Abschnitts „soziale Gleichstellung“ (2.8) diskutiert. Gefordert werden u. a. ein Ende der „sozialen Ausgrenzung von Migrantinnen und Migranten“, liberalere Nachzugsmöglichkeiten für Familienangehörige und gleichgeschlechtliche Lebenspartner, Sicherung des Asylrechtes, aktives und passives Wahlrecht unabhängig von der Staatsangehörigkeit, erleichterte Einbürgerung von Migranten sowie eine Lockerung der Regelungen zur doppelten Staatsbürgerschaft (Die Linke, 2009, S. 17-18)

14Die Zusammenhänge mit dem Zuwanderungsitem sind noch niedriger. Obwohl die beiden Policy-Dimensionen analytisch voneinander unabhängig sind, sind diese sogar etwas stärker miteinander korreliert (0,20 bis 0,34) als das ökonomische Policy-Item und die allgemeine Links-Rechts-Skala

15Dies erklärt sich möglicherweise daraus, daß das Item zwei Dimensionen (Steuersenkungen/-erhöhungen und Ausbau/Abbau von Sozialleistungen) miteinander verknüpft. Obwohl der tradeoff zwischen beiden in der Fragestellung explizit gemacht wird, kann dies zu Verwirrungen führen, zumal von den Parteien der Linken immer wieder weitere Alternativen (zusätzliche Schulden, Sondersteuern nur für Reiche oder Wirtschaftsunternehmen) ins Spiel gebracht werden.

16Wie verwenden hier den Mittelwert der Werte von CDU und CSU als Gesamtwert für die Union. Fehlt einer dieser Werte, so wird der jeweils andere Meßwert als Gesamtwert für die Union betrachtet.

17Die Werte für Kruskals Streßmaß liegen bei 0,04 (West) und 0,05 (Ost). Selbst mit einer eindimensionalen Lösung ließen sich Streßwerte <0,10 erreichen.

18Hier und im folgenden gewichten wir die Daten mit dem kombinierten Repräsentativgewicht für Ost- und Westdeutschland (IPFWEIGHT_GES). Alle Standardfehler wurden mit der Survey-Option in Stata 11.1 geschätzt. Dabei wurden Ost- und Westdeutschland als Strata und die „virtual sampling points“ als Primary Sampling Units definiert. Die resultierenden Standardfehler sind insofern konservativ, als sie wesentliche Elemente des Designs berücksichtigen. Verbleibende Abhängigkeiten der Residuen, die sich daraus ergeben, daß mehrere sampling points in denselben Wahlkreis bzw. dasselbe Bundesland fallen, werden jedoch nicht modelliert.

19Mit Hilfe eines logistischen Regressionsmodells für ordinale abhängige Variablen (nicht tabellarisch ausgewiesen) läßt sich zeigen, daß statistisch signifikante Ost-West-Unterschiede nur in der mittleren und der obersten Kategorie auftreten.

20Bei Verwendung des Survey-Schätzers in Stata ist die Likelihood-Funktion nicht definiert, so daß keine Anpassungsmaße ausgegeben werden. Ein äquivalentes Modell, das die Gewichtungsvariable, nicht aber die Korrelation der Fehlerterme berücksichtigt, erreicht Pseudo-R2-Werte im Bereich von 0,16 (Cox-Snell) bzw. 0,06/0,10 (McFadden korrigiert/unkorrigiert).

21Alle Wahrscheinlichkeitsaussagen beziehen sich auf die Schätzungen, die sich aus dem Modell ergeben.

22Die Wahrscheinlichkeiten und ihre Konfidenzintervalle wurden mit dem margins-Befehl in Stata 11.1 geschätzt. Die Schätzungen der Standardfehler sind konservativ, weil sie die Design-Effekte berücksichtigen und sich jeweils auf die entsprechenden, teils recht kleinen Sub-Populationen (z. B. Grünen-Anhänger in Ostdeutschland) beziehen. Innerhalb dieser Sub-Populationen wurde das Merkmal „Stärke der Parteibindung“ von 0 bis 4 variiert. Die Verteilung der übrigen Variablen (Bildung, politisches Interesse) entspricht der realen Verteilung in den Subgruppen.

23In den beiden Wellen der GLES wurden Informationen zur Bewertung von Angela Merkel, Frank-Walter Steinmeier, Renate Künast, Guido Westerwelle, Gregor Gysi, Oskar Lafontaine, Karl-Theodor zu Guttenberg erhoben. In der Vorwahluntersuchung wurde zusätzlich die Sympathie gegenüber Horst Seehofer erfragt. Um möglichst viele Fälle verwenden zu können und das Modell nicht zu überfrachten, ignorieren wir die Aussagen zu Seehofer. Die Sympathiewerte von Gysi und Lafontaine sind in beiden Landesteilen recht hoch (im Bereich von 0,6 bis 0,7) miteinander korreliert. Sofern beide Politiker bewertet wurden (was rund 95% aller Fälle betrifft), bilden wir deshalb den Mittelwert beider Beurteilungen. Etwas komplizierter ist die Situation der Union, da die CSU eine selbständige Partei ist und auch so wahrgenommen wird. Wir kombinieren deshalb die Beurteilungen für Merkel und zu Guttenberg zu einer neuen Variable, die in Bayern der Bewertung zu Guttenbergs und außerhalb von Bayern der Bewertung von Merkel entspricht. Fehlende Werte für Merkel bzw. zu Guttenberg werden durch die Werte des jeweils anderen Politikers (sofern vorhanden) ersetzt.

24Angesichts der in Abschnitt 3.2 dokumentierten Unsicherheiten bei der Einordnung der Parteien haben wir sowohl auf die Verwendung der spezifischeren Skalen als auch auf die Berechnung von Distanzen zwischen Befragten und Parteien verzichtet.

25Es wäre naheliegend, weitere sozialstrukturelle Variablen wie die Konfession, die Kirchgangshäufigkeit und die Berufsgruppe mit in das Modell aufzunehmen (Arzheimer und Schoen, 2007). Dies ist jedoch nicht zwingend notwendig, da über die Ideologie und die Parteiidentifikation bereits ein großer Teil der (sozialstrukturell vermittelten) Orientierungen abgedeckt ist. Um das Modell einigermaßen übersichtlich zu halten, verzichten wir deshalb auf diese Variablen.

26Ein äquivalentes (vgl. FN 20) Modell erzielt Pseudo-R2-Werte von 0,769 (Cox-Snell) bzw. 0,385/0,437 (McFadden korrigiert/unkorrigiert).

27Die Punkte in der Grafik zeigen jeweils zehn (West) bzw. 20 (Ost) Prozent der Beobachtungen. Da von den Skalen nur ganzzahlige Werte erfaßt werden, wurden die Positionen zufällig variiert, um die einzelnen Punkte sichtbar zu machen. Die Kurven sind nicht-lineare Dichteschätzer (lowess) mit einer Bandbreite von 0,8 und wurden über die Gesamtheit der ungewichteten Ausgangsdaten berechnet. In den Kurven für die Kandidaten von Union, SPD und FDP zeigen sich in Einklang mit den theoretischen Erwartungen recht deutliche Hinweise auf ein kurvilineares Muster. Beispielsweise scheint Westerwelle sehr rechten ostdeutschen Wählern nicht rechts genug zu sein. Ebenfalls auffällig ist die insgesamt größere Popularität der Spitzenkandidaten der Linkspartei in Ostdeutschland sowie der trotzdem recht steile Verlauf ihrer Popularitätskurven über das ideologische Spektrum. Für die hier gewählte Analysestrategie sollten diese Zusammenhänge unproblematisch sein.

Rechtsextremismus in Deutschland in sechs handlichen Kapiteln [Rezensionsessay]

 

Gideon Botsch, Die extreme Rechte in der Bundesrepublik Deutschland von 1949 bis heute, Darmstadt 2012 (WBG), 151 S.

 Die extreme Rechte in der Bundesrepublik bildet zugleich ein kleines und ein sehr unübersichtliches Forschungsfeld: Klein, weil sich die Zahl der Akteure aufgrund des hohen Verfolgungsdrucks zumeist in überschaubaren Grenzen hielt, unübersichtlich, weil sich diese Akteure in einer Unzahl von teils sehr kurzlebigen Gruppen zusammengefunden haben und weil die Grenzen zur demokratischen Rechten zuweilen verschwimmen.

Gideon Botsch, Politikwissenschaftler und Mitarbeiter am Moses Mendelssohn Zentrum der Universität Potsdam, hat nun in der Reihe “Geschichte Kompakt” eine knappe Gesamtdarstellung der deutschen extremen Rechten nach 1945 vorgelegt, die einen komprimierten, aber sehr gut lesbaren Überblick über mehr als sechs Jahrzehnte bundesdeutschen Rechtsextremismus gibt. Naturgemäß läßt sich dies nur durch didaktische Reduktion und Verdichtung erreichen.

Botsch stellt seiner eigentlichen Arbeit eine Einleitung von 17 Seiten voran, in der er neben einer Diskussion von Grundbegriffen (Rechtsradikalismus, -extremismus, populismus, Antisemitismus etc.) und einem Überblick über den Aufbau des Buches noch eine Darstellung der extremen Rechten vom Kaiserreich bis zum Ende des Zweiten Weltkrieges unterbringt. Den Hauptteil des Buches bilden dann drei Kapitel, die unter den Überschriften “Nationale Opposition in der Nachkriegsgesellschaft”, “Nationale Opposition im Übergang” und “Nationale Opposition im geeinten Deutschland” jeweils zwei Dekaden in der Entwicklung der extremen Rechten in Deutschland behandeln, denen jeweils ein Unterabschnitt gewidmet ist. Den Zeitraum von 1980 bis 1989 beispielsweise untersucht Botsch unter der Überschrift “Zwischen Terror und Wahlkampf”. Innerhalb jedes Kapitels betrachtet der Autor vor allem Parteien und andere primär politisch ausgerichtete Organisationen. Die “Lebenswelt” der Jugend- und anderen Vorfeldorganisationen wird eher exemplarisch dargestellt. Eine sehr knappe Schlußbetrachtung, in der Botsch vor allem die aktuellen Entwicklungen bei der NPD und die Aufdeckung des “Nationalsozialistischen Untergrundes” kommentiert, schließt das Werk ab.

Botschs Periodisierung ließe sich trefflich kritisieren, da politische Ereignisse und Entwicklungen sich üblicherweise nicht an die Grenzen von Dekaden halten. Botsch selbst weist in diesem Zusammenhang auf die von Richard Stöss vorgeschlagene und in der Wahl- und Parteienforschung weithin akzeptierte alternative Einteilung in drei bzw. vier “Wellen” der rechtsextremen Wahlerfolge hin. Auch die politischen Biographien der (oft erstaunlich langlebigen) Akteure und der von ihnen begründeten Organisationen fügen sich selten nahtlos in das Dekadenschema ein.

Dennoch erscheint die von Botsch gewählte Einteilung in sechs Jahrzehnte, in denen die Entwicklung der extremen Rechten jeweils einer Art Leitmotiv folgt, erstaunlich plausibel. Dies liegt zum einen daran, dass einige für die extreme Rechte wichtige Ereignisse – das Verbot der SRP 1952, das Scheitern der NPD bei der Bundestagswahl 1969, der Anschlag auf das Oktoberfest 1980 und der Verbotsantrag gegen die NPD im Januar 2001 – tatsächlich auf halbwegs runde Jahrezahlen fallen und die Entwicklung in den darauffolgenden Jahren geprägt haben. Zum anderen aber geht es Botsch bei seiner Einteilung hauptsächlich um eine Didaktisierung des Stoffes. Für ihn stehen die Dekaden “jeweils als Begriffe für sich selbst und erzeugen unmittelbar eine Reihe von assoziationen und Bildern” (S. 6), die der Autor nutzbar macht, um seinen Lesern die ansonsten doch sehr unübersichtliche Entwicklungsgeschichte des neueren deutschen Rechtsextremismus als vergleichsweise wohlgeordnetes Tableau präsentieren zu können.

Mit diesem Zugang ordnet sich Botsch in das Programm der Reihe “Geschichte Kompakt” und einer wachsenden Zahl ähnlicher Projekte ein, die allesamt darauf abzielen, Lehrstoff für Studierende in den “neuen” Studiengängen in besonderer Weise aufzubereiten – die Buchgesellschaft ist sich nicht einmal zu schade dazu, den Umschlag mit einem “Bachelor/Master geprüft-Siegel” zu versehen, das den Eindruck erwecken soll, dass auch dieses Buch in irgendeiner Form “akkrediert” worden sei. Dagegen ist per se nichts einzuwenden. Im Gegenteil: Von Zeittafeln, besonders hervorgehobenen Definitionen, ausgewählten Quellen, Minibiographien und Randspalten profitieren alle Leser, die sich in dem Bändchen rasch zurecht finden wollen. Zu kritisieren ist hier allenfalls das Fehlen der auf dem Umschlag annoncierten “klar strukturierten Grafiken”, mit denen man den teils sehr verschlungenen Stammbaum der Rechtaußen-Parteien hätte illustrieren können.

Sehr bedauerlich ist aber das durch das Format erzwungene fast vollständige Fehlen von Fußnoten und der weitgehende Verzicht auf Belege im Text, die nur für einige zentrale wörtliche Zitate angegeben sind. Dadurch verliert Botschs Kompendium für Fachkollegen erheblich an Nutzen und vermittelt den Studierende ein – gelinde gesagt – irreführendes Bild von der wissenschaftlichen Methode. Dies ist schon deshalb problematisch, weil viele der von Botsch beschriebenen Gruppierungen klandestin organisiert sind. Für Studierende und Doktoranden wäre es wichtig zu wissen, auf welcher Grundlage ein so schwieriges Feld überhaupt erforscht werden kann.

Auch die Auswahlbibliographie ist mit zweieinhalb Seiten deutlich zu kurz geraten. Hier fehlt es – gerade vor dem Hintergrund der unzureichenden Belege im Text – nicht nur an Quellen, sondern vor allen Dingen an Kommentaren, die diese erschließen und den tatsächlich interessierten Studierenden Hinweise geben, wie sie sich Teilaspekte des Themas selbst erarbeiten können.

Ein ganz erhebliches weiteres Problem liegt darin, dass die Darstellung fast vollständig ohne einen theoretischen Unterbau auskommen muß und sich statt dessen primär an der eingangs erwähnten Einteilung in Dekaden sowie der (nicht näher erläuterten) Idee von “Ereignisketten” orientiert. Eine politikwissenschaftlicher oder extremismustheoretischer Rahmen fehlt. Konzepte wie das “Angebot” von und die “Nachfrage” nach extremistischen Politikinhalten werden zwar in der Einleitung erwähnt, spielen aber für das Folgende kaum noch eine Rolle. Die eingestreuten Erklärungen für die Entwicklungen innerhalb der extremen Rechten bzw. der bundesdeutschen Gesellschaft insgesamt sind deshalb zwar durchaus plausibel. Eine Einbettung in einen größeren Argumentationszusammenhang ist aber kaum erkennbar. Dies ist bedauerlich, weil dadurch trotz der faktengesättigten Darstellung einige der interessantesten Fragen der Rechtsextremismusforschung gar nicht erst in den Blick geraten.

So hat beispielsweise Herbert Kitschelt bereits vor fast 20 Jahren die Hypothese aufgestellt, dass die extreme Rechte in Deutschland regelmäßig an ihrer Fixierung auf und ihrer Verbindung zur jüngsten deutschen Geschichte scheitert und sich deshalb – anders als etwa in Frankreich, Skandinavien, der Schweiz und Österreich – bislang keine moderne und erfolgreiche Rechtsaußen-Partei etablieren konnte. Als Beleg für die Gültigkeit von Kitschelts Hypothese wird häufig die NPD genannt, die sich noch in den frühen 1980er Jahren vornehmlich mit den verlorenen Ostgebieten, Kriegsschuld- und Holocaust-Debatten und nicht zuletzt dem klassischen Antisemitismus beschäftigte und darüber die aufkommenden Fragen der Asyl- und Zuwanderungspolitik fast übersehen hat.

In seinen Ausführungen zu “Terror und Wahlkampf” beschreibt Botsch nun in wenigen dürren Sätzen die Entdeckung des Migrationsthemas und die halbherzigen und kurzlebigen Versuche der NPD, sich in einem neuen Programm von ihrer seit Jahrzehnten geführten vergangenheitspolitischen Debattenkultur zu lösen (S. 88-89), ohne die Signifikanz dieses Manövers deutlich zu machen oder auf die Gründe für sein Scheitern einzugehen. In ähnlicher Weise wird auch die Hinwendung der “Republikaner” zum Rechtsextremismus nach der Machtübernahme durch Franz Schönhuber lapidar als Faktum präsentiert, aber nicht in einen größere Kontext gestellt. Botschs Darstellung der Vorgänge ist an dieser wie an anderer Stelle konzise und hochinformativ, würde aber durch einen stärker analytischen Zugriff, durch ein Mehr an Interpretation, vielleicht sogar durch zielgerichtete Spekulation – was wäre gewesen, wenn sich die Republikaner bereits früher von der NS-Verehrung und anderen verfassungsfeindlichen Tendenzen in ihren Reihen überzeugend distanziert hätten – nochmals gewinnen. Generell wird das (insgesamt bislang ebenfalls recht erfolglose) rechtspopulistische Spektrum in Deutschland – zu nennen sind hier neben älteren Gruppierungen wie der “Partei Rechtsstaatliche Offensive”, “Pro-DM” und der “Bund freier Bürger” vor allem die “Pro-Bewegung” (die Botsch eher dem Rechtsextremismus zuordnet) und “Die Freiheit” – nur am Rande betrachtet. Auch zum Übergangsbereich zwischen etablierten Parteien und extremer Rechter und hier insbesondere zum gelegentlichen Aufflackern nationalliberaler bis nationalpopulistischer Strömungen in der FDP hätte man gerne noch etwas mehr gelesen.

Wie oben bereits angesprochen, betrachtet Botsch außer der parteipolitisch organisierten Rechten auch sehr intensiv die Lebenswelt des rechten Milieus, d.h. das Netzwerk, das von Zeitschriften und Tagungshäusern über “Jugendbünde” bis hin zu Kameradschaften und kaum organisierten Schlägerbanden reicht. Mit guten Gründen beschränkt sich Botsch hier auf eine exemplarische Darstellung, auch wenn die Auswahlkriterien, nach denen er vorgeht, nicht immer ganz klar werden.

Die relativ ausführliche Beschäftigung mit den “Bünden” und “Ringen” ist sicher deren historischer Bedeutung insgesamt sowie ihrer früheren Rolle als zentrale Sozialistions- und Rekrutierungsinstitutionen geschuldet, die sie aber seit den 1970er Jahren weitgehend verloren haben dürften. Für den Zeitraum seit den 1980er Jahren ergibt sich aus Botschs Darstellung (z.B. auf S. 120-121) der Eindruck, dass viele Organisationen im Grunde nur noch von und für einige wenige Familien weitergeführt werden, die sich seit Generationen dem Nationalsozialismus verschrieben haben.

Angaben zur Zahl der Mitglieder dieser Gruppierungen sind sicher schwer zu ermitteln, grobe Schätzungen wären aber hilfreich. Umgekehrt hätte man als Leser gerne mehr über die sogenannten “Freie Kameradschaften”, über sonstige Neonazigruppen und vor allem über die rechte Subkultur im deutschsprachigen Internet gewußt, die für viele Aktivisten und Sympathisanten einen weitgehend rechts- und repressionsfreien Raum bildet, der traditionelle Formen der rechten Jugendkultur zumindest ergänzt, wenn nicht sogar partiell ersetzt.

Sehr informativ wenn auch knapp sind schließlich Botschs Ausführungen zum Rechtsterrorismus insbesondere der 1980er Jahre. Zurecht weist der Autor hier darauf hin, dass dieser im Gegensatz zum Terror der RAF und der Roten Zellen von Medien und Öffentlichkeit weitgehend vergessen worden ist, obwohl die Zahl der Opfer hoch war und einige der sogenannten “Wehrsportgruppen” über paramilitärische Ausrüstung und entsprechendes Training verfügten. Hier wäre – gerade im Zusammenhang mit den Morden durch den sogenannten “Nationalsozialistischen Untergrund” und den spektakulären Fehlleistungen der Sicherheitsbehörden bei deren Aufdeckung – noch intensiver nach den strukturellen Ursachen und Folgen dieser Fehlwahrnehmung zu fragen.

Abschließend stellt sich die Frage, an welches Publikum sich Botschs Werk richtet. Für Fachwissenschaftler hat es trotz fehlender Fußnoten und sonstiger Belege einen gewissen Nutzen als komprimierter Überblick über die wichtigsten Stationen des Nachkriegs-Rechtsextremismus. Auch für die eigentliche Zielgruppe, d.h. für Studierende in den BA- und MA-Studiengängen ist es im Grunde gut geeignet, sollte bei der Kursplanung aber nicht als Lehrbuch, sondern vielmehr als ein Nachschlagewerk betrachtet werden, mit dessen Hilfe sich die Studierenden rasch das notwendige zeitgeschichtliche Hintergrundwissen erschließen können. Für eine ernsthafte Auseinandersetzung mit der extremen Rechten bleiben aber auch in Zeiten von Bachelor und Master ein solides theoretisches Rüstzeug und die Auseinandersetzung mit der aktuellen Forschungsliteratur unabdingbar.

Ein Märchen aus tausend und einer Nacht? Kommentar zu dem Artikel von Frederike Wuermelings “Paßt die Türkei zur EU und die EU zu Europa?”

 

I. Einleitung

Frederike Wuermelings in Heft 2/2007 dieser Zeitschrift erschienener Beitrag über die Verankerung der EU-Grundprinzipien Religionsfreiheit, Demokratie, Gleichberechtigung und Rechtsstaatlichkeit in der türkischen Bevölkerung (Wuermeling 2007) wird ohne Zweifel die bislang recht verhaltene wissenschaftliche Debatte über einen möglichen Beitritt der Türkei zu Europäischen Union beleben. Eher ungewöhnlich ist allerdings die Resonanz, die der Beitrag bereits jetzt außerhalb der Fachöffentlichkeit gefunden hat. Noch bevor das Heft an die Abonnenten ausgeliefert wurde, wurde die Kernaussage des Papiers — die Türkei als islamisch geprägter Staat sei derzeit noch nicht reif für einen EU-Beitritt — von Massenmedien wie dem Kölner Stadtanzeiger, der österreichischen „Presse“, dem „Neuen Volksblatt“ und sogar der Deutschen Welle aufgegriffen und verbreitet. In einer zweiten Rezeptionswelle erreichten — wiederum vor Erscheinen des Heftes — die eingängigsten Thesen aus der Berichterstattung von Stadtanzeiger und „Presse“ sowie aus der von der Universität Köln herausgegebenen Pressemitteilung die einschlägigen Diskussionsforen und „blogs“ im Internet.1 Was man dort schon immer zu wissen glaubte — „je höher der Anteil an Muslimen, desto geringer das Akzeptanzniveau“ demokratischer Werte — wird nun quasi mit dem Gütesiegel der Kölner Soziologie verbreitet.

Bedenklich ist dies deshalb, weil Würmelings Artikel einerseits substantiell wenig Neues enthält — die von ihr verwendeten Daten wurden 1999-2001 erhoben (siehe Abschnitt II.3.) und bereits mehrfach unter genau diesem Aspekt ausgewertet (Gerhards 20042007) — und andererseits in den Teilen, in denen er von Jürgen Gerhards Beiträgen abweicht, erheblich theoretische und methodische Mängel aufweist, die im nächsten Abschnitt skizziert werden.

 

II. Probleme

 

1. Theoretische Basis und Hypothesen

Der Titel von Frederike Wuermelings Studie — „Paßt die Türkei zur EU und die EU zu Europa“ — ist aus mehreren Gründen irreführend. Denn erstens wird der zweite Teil der im Titel aufgeworfenen Frage im Text nur am Rande angesprochen. Zweitens läßt sich die Doppelfrage nicht im eigentlichen Sinne beantworten, da es keinen Maßstab dafür gibt, wieviel Zustimmung auf den von Wuermeling konstruierten Skalen gegeben sein muß, damit von einer Passung gesprochen werden kann. Drittens schließlich steht ein Vergleich der Ländermittelwerte untereinander oder mit einem externen Maßstab gar nicht im Zentrum des Artikels.

Von den bislang vorliegenden Analysen der Daten aus der European Values Study (EVS) unterscheidet sich der Beitrag von Wuermeling vielmehr vor allem dadurch, daß die Autorin ein Mehr-Ebenen-Modell spezifiziert, mit dessen Hilfe siehe eine Reihe von Hypothesen über das Zustandekommen dieser Länderunterschiede überprüfen will. Diese Hypothesen wiederum gewinnt Wuermeling aus zwei sehr weitgefaßten Erklärungsansätzen. Unter dem Rubrum „Kultureller Kontext“ diskutiert Wuermeling unter Rückgriff auf Weber (2006, zuerst 1904/05) und Huntington (1996) die Frage, ob die EU-Prinzipien in der Türkei deshalb abgelehnt werden, weil es sich um ein islamisch geprägtes Land handele (Wuermeling 2007: 189-193). Diese Überlegungen münden in der Hypothese „je größer der Anteil der Muslime in einem Land, desto geringer ist das Akzeptanzniveau der EU- Grundprinzipien“ (Wuermeling 2007: 192). Eine zweite Gruppe von Überlegungen, die in einem losen Zusammenhang mit Inglehart (1997) und Bell (1973) stehen, faßt Wuermeling unter der Überschrift „Modernisierungsgrad“ zusammen. Hier lautet die Kernhypothese „Je höher der ökonomische Modernisierungsgrad eines Landes, desto höher das Akzeptanzniveau der EU-Grundprinzipien“ (Wuermeling 2007: 194).

Wuermelings theoretische Einlassungen werden jedoch ihren Gewährsleuten nicht gerecht. So ist Ingleharts Ansatz trotz aller Modifikationen und obwohl Inglehart sich in den letzten Jahren schwerpunktmäßig mit Makro-Analysen befaßt hat (u. a. Inglehart und Baker 2000), im Kern dem methodologischen Individualismus verpflichtet: Individuelle Wertorientierungen werden auf individuelle Sozialisationserfahrungen während einer prägenden Jugendphase zurückgeführt. Daß etwa beispielsweise die aktuelle Wirtschaftslage einen Einfluß auf Wertorientierungen haben könnte, wurde von Inglehart deshalb stets energisch bestritten.

Eine präzise Erklärung dafür, warum ein höheres Bruttoinlandsprodukt (BIP) im Jahr der Umfrage (und nicht etwa das individuelle oder Haushaltseinkommen) unter Kontrolle diverser Mikro-Variablen zu einer stärkeren Befürwortung der EU-Prinzipien führen soll, bleibt Wuermeling schuldig, zumal sie selbst davon ausgeht, daß die von ihr analysierten Einstellungen nur mit einer „Zeitverzögerung“ (Wuermeling 2007: 193) auf veränderte Randbedingungen reagieren. Wenn überhaupt, dann sollten die wirtschaftlichen Bedingungen in der formativen Phase (eine Makro- Variable, die mit der Kohortenzugehörigkeit variiert) oder die Wirtschaftslage in der vorangegangenen Dekade einen Einfluß auf die Akzeptanz der EU-Prinzipien haben.

Selbst dann stellt sich allerdings die Frage, ob das BIP, d. h. die schiere Leistungsfähigkeit einer Volkswirtschaft, ein geeigneter Indikator für die von Inglehart und Bell gemeinten Prozesse sein kann. Nicht umsonst sprechen die von Wuermeling angeführten Autoren von „Post-Modernisierung“ beziehungsweise „Post-Industrialisierung“ als einer neuen Phase des ökonomischen und gesellschaftlichen Wandels, die durch einen (partiellen) Niedergang des industriellen Sektors, den Übergang zu „Post-Fordistischen“ Produktionsstrukturen und einen Bedeutungsgewinn (gehobener) Dienstleistungen gekennzeichnet ist (Inglehart und Baker 2000: 22). Vor diesem Hintergrund erscheint es geradezu absurd, Inglehart und Bell als Kronzeugen für eine wie auch immer geartete kausale Wirkung des gegenwärtigen Bruttoinlandsproduktes auf individuelle demokratische Einstellungen anzurufen.

Ähnlich unverbindlich ist Wuermelings Rekurs auf Webers Überlegungen zum Zusammenhang zwischen protestantischer Ethik und kapitalistischen Produktionsstrukturen. Wie der Rekonstruktionsversuch von Coleman (1994) zeigt, handelt es sich bei der „Protestantischen Ethik“ im Kern ebenfalls um eine Mehr-Ebenen-Erklärung, die sich in stark verkürzter Weise so darstellen läßt: (1) Protestantisch-Calvinistische Werte und Normen der „innerweltlichen Askese“ werden von der Kirche und anderen Institutionen propagiert, (2) die entsprechenden Einstellungen werden von den Akteuren internalisiert und (3) gewinnen so Einfluß auf deren Verhalten im Erwerbsleben, was (4) durch die Aggregation individueller Handlungen zur Entstehung einer leistungsfähigen, kapitalintensiven Volkswirtschaft führt, so daß (5) auf der Makro-Ebene ein Zusammenhang zwischen Protestantismus und Kapitalismus besteht (Coleman 1994: 8).

Von diesem Argument übernimmt Wuermeling lediglich die erste Hälfte, derzufolge Religionen Einstellungen auch in solchen Bereichen beeinflussen können, die in keinem unmittelbaren Zusammenhang mit den Glaubenslehren stehen. Wie und auf welcher Ebene aber soll „der Islam“ politische Einstellungen beeinflussen? Ist hier tatsächlich der nationale politische Kontext entscheidend, oder werden Einstellungen nicht eher innerhalb von Familien, (religiösen) Gemeinden oder Regionen geformt? Werden räumliche Kontexte im 21. Jahrhundert nicht in für die Fragestellung Wuermelings entscheidender Weise von transnationalen Medienkontexten (etwa den vor allem von Saudi-Arabien finanzierten religiös-politischen Satellitenprogrammen) überlagert? Ist schließlich vor dem Hintergrund der strengen islamischen Lehren ernsthaft davon auszugehen, daß „der Islam“ als kultureller Faktor die über ein Korruptions-Item gemessene Akzeptanz der Rechtsstaatlichkeit beeinträchtigt? Diese und ähnliche Fragen werden von Wuermeling nicht einmal angerissen.

Da Wuermeling die individuelle Zugehörigkeit zu einer Religionsgemeinschaft nicht berücksichtigt, ist es überdies unmöglich zu entscheiden, ob der von ihr gefundene Effekt des Moslemanteils (1) ein echter Kontexteffekt ist (muslimisch geprägte Gesellschaften reduzieren die individuelle Akzeptanz von Demokratie, Rechtsstaatlichkeit etc.), (2) durch die Komposition der Stichproben zustande kommt (in überwiegend muslimischen Gesellschaften ist die Wahrscheinlichkeit größer, daß ein Befragter das Individualmerkmal „Moslem“ aufweist und deshalb unabhängig von seinem nationalen-religiösen Kontext die EU-Prinzipien in einem geringeren Umfang akzeptiert) oder (3) auf eine Kombination beider Effekte zurückgeht.

Auch wenn man von all diesen fundamentalen Schwächen absieht, ist die von Wuermeling gewählte Spezifikation äußerst problematisch. Da, wie bereits erwähnt, die islamische Prägung über den Anteil der Muslime an der Gesamtbevölkerung gemessen wird, handelt es sich um eine metrische Größe auf der Ebene des nationalen Kontextes, die einen linearen Effekt auf individuelle Einstellungen haben soll.

Die Implikationen dieser Modellierung sind bei näherer Betrachtung nachgerade absurd: Beispielsweise müßte man davon ausgehen, daß in Westdeutschland, einer gefestigten westlichen Demokratie, die 1951/57 zu den Gründungsmitgliedern der Europäischen Gemeinschaften zählte, die Akzeptanz der EU-Prinzipien ceteris paribus niedriger sein müßte als im postsozialistischen Ostdeutschland, das erst durch die Wiedervereinigung Teil der EU wurde, da im Westen der Anteil der Muslime mit 4,7 Prozent um fast fünf Punkte höher liegt als in den neuen Ländern. In Frankreich (6,8 Prozent Muslime), einem weiteren Gründungsmitglied der EG, das 1789 Demokratie und Rechtsstaatlichkeit zu Staatsprinzipien erhob, 1791 als erstes Land der Welt die Strafverfolgung von Homosexuellen abschaffte und bis heute auf einer strikten Trennung von Staat und Religion besteht, sollte die Zustimmung zu den EU-Prinzipien ebenfalls niedriger sein als etwa in Estland (0,3 Prozent Muslime) oder der Slowakei (0 Prozent Muslime), die vor und nach dem Beitritt zur EU von der Kommission immer wieder wegen ihrer Minderheitenpolitiken gerügt wurden, oder in Polen (0 Prozent Muslime), das wegen der Diskriminierung von Homosexuellen vom Europäischen Gerichtshof für Menschenrechte verurteilt und vom Menschenrechtskommissar des Europarates scharf kritisiert wurde. Umgekehrt müßte man davon ausgehen, daß während der von Korruption, Autokratie und ethnischen Konflikten geprägten Spätphase des osmanischen Reiches die Zustimmung zu den EU-Prinzipien ceteris paribus höher gewesen wäre als in der modernen Türkei, weil der Anteil der Muslime an der Bevölkerung vor dem Ersten Weltkrieg lediglich bei etwa 70 Prozent lag.

Die Vorstellung, daß die bloße, mehr oder minder stark ausgeprägte Gegenwart von Muslimen in einem Land einen „kulturellen Kontext“ darstellt, der individuelle Einstellungen erklären könnte, ist offensichtlich nicht haltbar. Wenn überhaupt, dann sollte die religiös-konfessionelle Heterogenität eines Landes berücksichtigt oder aber eine dichotome Variable für eine Dominanz des Islam gebildet werden. In diesem Fall ergibt sich aber ein neues Problem: Unter allen in der europäischen Wertestudie untersuchten Ländern ist nur die Türkei islamisch geprägt. Bulgarien als das Land, das mit rund 12 Prozent den zweitgrößten muslimischen Bevölkerungsanteil aufweist, wird von allen Autoren, die mit diesen Kategorien operieren, klar dem orthodoxen Kulturkreis zugeordnet (vgl. z. B. Inglehart und Norris 2004: Kapitel 6).

Eine dichotome Variable für die Prägung durch den Islam wäre deshalb perfekt mit einem Ländereffekt für die Türkei korreliert. Empirisch trifft dies jedoch auch auf die von Wuermeling verwendete metrische Variable zu: Die Korrelation zwischen dem Muslimanteil und einem Indikator für das Befragungsland Türkei beträgt 0,99. Damit ist es unmöglich, zwischen einem (wie auch immer zu erklärenden) Effekt des Anteils der Muslime an der Bevölkerung und dem Einfluß anderer Merkmale der Systemebene, die für die Türkei spezifisch sind, zu unterscheiden. Die wichtigste Aussage des Artikels — „Je höher der Anteil an Muslimen im Land, desto geringer das Akzeptanzniveau der EU- Grundprinzipien“ — (Wuermeling 2007: 211) ist deshalb von den Daten nicht gedeckt.

 

2. Replizierbarkeit

Im Sinne einer intersubjektiven Überprüfbarkeit sollten empirische Arbeiten dem „replication standard“ (King 1995) genügen, d. h. es sollte ohne Mühe möglich sein, die berichteten Ergebnisse exakt zu reproduzieren. Frederike Wuermelings Beitrag genügt diesen Minimalanforderungen leider nicht. In keinem Fall werden die Namen der verwendeten Variablen genannt, obwohl diese in den Fragebögen der European Values Study neben den Fragetext gedruckt sind, so daß eine Zuordnung besonders leicht möglich wäre.2 Besonders ärgerlich ist dies im Falle der „vier Variablen“ die „sich für die Erstellung eines Demokratie-Indizes (sic) an[bieten]“ (Wuermeling 2007: 197). Tatsächlich folgen im EVS- Fragebogen acht Variablen (v216-v223) aufeinander, die sich auf demokratische und nicht- demokratische Systeme beziehen. Vor diesem Hintergrund gerät die Identifikation der von Wuermeling verwendeten Variablen zum Ratespiel.

Auch die Bildung der Indizes für Religionsfreiheit und Befürwortung demokratischer Prinzipien ist unzureichend dokumentiert. Wie zwei Items mit je fünf Antwortvorgaben beziehungsweise vier Items mit je vier Antwortvorgaben von der Autorin zu einer fünf- beziehungsweise „vierstufigen Likertskala“ (Wuermeling 2007: 197) kombiniert werden, ist alles andere als offensichtlich. Auch darüber, wie sie Kirchgangshäufigkeit (acht Stufen) und Gebetshäufigkeit (sieben Stufen) zu einer „7-stufigen Skala der Intensität der individuellen Religiosität“ (Wuermeling 2007: 198) kombiniert, gibt die Autorin keine Auskunft. Letzteres ist besonders problematisch, da das zweite Item in Schweden und Slowenien überhaupt nicht erfragt wurde, so daß die entsprechenden Werte in diesen Ländern für alle Befragten fehlen. Darüber hinaus können die in den Tabellen genannten Fallzahlen nicht korrekt sein, da trotz listenweisem Ausschluß fehlender Werte stets die Gesamtzahl der Befragten im Datensatz (35.462) ausgewiesen ist.

 

3. Datenbasis und Operationalisierungen

Die Autorin weist selbst darauf hin, daß die von ihr analysierten Daten der EVS vergleichsweise alt sind, rechtfertigt ihre Verwendung aber damit, daß „Grundeinstellungen … keinem schnellen zeitlichen Wandel unterliegen, da sie eng mit Wertvorstellungen verbunden sind“ (Wuermeling 2007: 196). Diese Annahme steht allerdings in einem gewissen Widerspruch zu den Erfahrungen mit dem relativ raschen Wandel der politischen Kultur etwa in Westdeutschland, dem Versuch der türkischen Eliten, mit Blick auf eine EU- Mitgliedschaft gesellschaftliche Wandlungsprozesse zu forcieren, dem raschen Nachrücken jüngerer und nach Einschätzung von Wuermeling selbst liberalerer Generationen in der Türkei, und nicht zuletzt der von ihr aufgestellten Hypothese, daß der über das Pro-Kopf- Inlandsprodukt operationalisierte gegenwärtige gesellschaftliche Wohlstand mit einer größeren Akzeptanz der EU-Prinzipien einhergeht.

Problematischer als das Alter der Daten sind allerdings die von Wuermeling verwendeten Operationalisierungen und hier insbesondere der von ihr konstruierte Index der Religionsfreiheit, der für eine valide Messung nicht geeignet ist, wie im folgenden gezeigt wird.3 Als normativen Maßstab für die EU-Prinzipien verwendet Wuermeling die vom europäischen Konvent erarbeitete Grundrechtecharta, die sich wiederum auf die Menschenrechtskonvention des Europarates und die Allgemeine Erklärung der Menschenrechte der Vereinten Nationen stützt.

Religionsfreiheit im Sinne dieser Dokumente läßt sich, anders als von Wuermeling (2007: 196) behauptet, nicht auf „Säkularisierung … [als] Prozess der institutionellen Trennung von Kirche/Religion und Staat (bzw. öffentlichen Ämtern)“ reduzieren. Nach dem Text der Charta hat Religionsfreiheit vielmehr mindestens sieben Aspekte: (1) das Recht, die Religion zu wechseln oder aufzugeben, sowie (2) das Recht auf private und (3) öffentliche Ausübung der eigenen Religion (Artikel II-704), (4) das Recht der Eltern, ihre Kinder im Sinne der eigenen religiösen Überzeugungen zu erziehen (Artikel II-74), (5) das Verbot der Diskriminierung aufgrund religiöser Überzeugungen (Artikel II-81) und schließlich (6) der Schutz der religiösen Vielfalt durch die Europäische Union (Artikel II-82). Säkularisierung im Sinne im Sinne von Wuermeling ist nicht mehr als eine Voraussetzung für die negative Religionsfreiheit (1) und die weltanschauliche Neutralität der Union (5).

Ohne Zweifel steht es um die faktische Anerkennung der Religionsfreiheit durch die öffentliche Gewalt in der Türkei nicht zum besten. Zwar garantiert die türkische Verfassung in Artikel 14 die Religionsfreiheit, und drei wichtige religiöse Minderheiten (Juden, orthodoxe und armenische Christen) sind offiziell als Religionsgemeinschaften anerkannt. Andere Religionen werden jedoch diskriminiert (Freedom House 2007), und auch die Situation der orthodoxen Christen ist prekär.

Die beiden von Wuermeling verwendeten Items v129 und v131 sind jedoch nur sehr bedingt geeignet, um die Akzeptanz der Religionsfreiheit durch die Bevölkerung zu messen. V129 erfaßt die Zustimmung zu der Aussage „Politiker, die nicht an Gott glauben, sind ungeeignet für ein öffentliches Amt“. Wenn überhaupt, dann besteht hier ein Zusammenhang mit den Aspekten (1) und (5), d. h. dem Recht, keiner Religion anzugehören und dem Verbot der Diskriminierung auf Grund religiöser und weltanschaulicher Überzeugungen. Allerdings richtet sich diese „Diskriminierung“ gegen die sehr spezifische Subgruppe der Bevölkerung, die sich öffentlichen Wahlen stellt, bei denen in allen Ländern der Welt selbstverständlich und legitimerweise auch Charaktereigenschaften der Kandidaten eine Rolle spielen. Das Adjektiv „ungeeignet“ (in der englischen Ausgangsversion des Fragebogens „unfit“) ist primär eine moralische beziehungsweise inhaltlich-politische, nicht aber eine juristisch-staatsrechtliche Bewertung.5 Daß eine starke Präferenz für fromme Politiker mit der Bereitschaft einhergeht, in anderen Bereichen des öffentlichen Lebens Atheisten, Agnostiker und Angehörige religiöser Minderheiten zu diskriminieren, ist durchaus wahrscheinlich, ergibt sich aber nicht aus den hier analysierten Daten.

In der Türkei gewinnt das Item durch den dauerhaften Konflikt zwischen religiös orientierten Politikern und der Militärführung überdies eine besondere und nicht ohne weiteres auf andere Länder übertragbare Bedeutung. Die Generale haben in der Vergangenheit bekanntlich mehrfach in die Politik eingegriffen, weil sie die laizistisch- nationalistischen Staatsprinzipien in Gefahr sahen. Die türkischen EVS-Daten wurden 2001 erhoben, d. h. in dem Jahr, in dem die islamische „Tugendpartei“ verboten wurde, deren Nachfolgerin AKP dann die Parlamentswahl von 2002 gewann. Vor diesem Hintergrund ist es schwer vorstellbar, daß das Item ausschließlich oder auch nur überwiegend die Akzeptanz für die Prinzipien der Grundrechtecharta erfaßt. Dies gilt aus offensichtlichen Gründen noch weitaus stärker für das Item v131: „Es wäre besser für die Türkei, wenn mehr Menschen mit einer starken religiösen Überzeugung öffentliche Ämter innehätten“.

Zusammenfassend läßt sich festhalten, daß die von Wuermeling verwendeten Items eine Präferenz für oder gegen religiös orientierte Politiker erfassen, die in der Türkei eine besondere Bedeutung hat, aber keine Aussagen über Einstellungen gegenüber der Trennung von Kirche und Staat zulassen. Der aus den Items v129 und v131 gebildete Index ist deshalb ungeeignet, die Akzeptanz der Religionsfreiheit valide zu messen.

Zum Abschluß dieses Abschnitts sollen noch zwei vergleichsweise kleine Operationalisierungsprobleme angesprochen werden: Das Lebensalter der Befragten wird durch die Dekade des Geburtsjahres (Wuermeling 2007: 198) erfaßt, was im Ergebnis zur einer komplexen und vermutlich nicht intendierten nicht-metrischen Transformation führt. Beispielsweise wird zwei Befragten A und B, die Anfang 1970 beziehungsweise Ende 1979 geboren sind, jeweils ein Wert von 7 zugewiesen, obwohl sich ihr Lebensalter um fast zehn Jahre unterscheidet. Eine dritte Person C, die Anfang 1980 geboren wurde, erhält hingegen den Wert 8, selbst wenn er oder sie nur wenige Tage älter ist als B. Umgekehrt behandelt Wuermeling die im Datensatz vorhandenen numerischen Codes für die Größe des Wohnortes als eine metrische Variable, obwohl sich die Abstände zwischen den Kategorien dramatisch unterscheiden.

 

4. Meßmodelle

Wuermelings Analyse enthält für zwei der vier abhängigen Variablen sowie für eine der unabhängig Variablen ein implizites Meßmodell: Indem die Autorin für die Akzeptanz von Religionsfreiheit und Demokratie sowie für die individuelle Religiösität jeweils einen Index konstruiert, geht sie stillschweigend davon aus, daß die von ihr in diesen Indizes zusammengefaßten Indikatoren (1) tatsächlich in allen Kontexten dasselbe messen und (2) die Zusammenhänge zwischen den Items über die 29 untersuchten Länder beziehungsweise Gebiete hinweg identisch sind. Die einfachste Möglichkeit, diese Annahmen zu überprüfen, ist die länderweise Berechnung von Cronbachs Alpha, das der (für die Zahl der Indikatoren korrigierten) mittleren Korrelation zwischen den Items einer Skala entspricht.

Als Minimum für eine reliable Messung wird dabei in der Literatur ein Wert von 0,7 genannt. Dieser Schwellenwert ist naturgemäß willkürlich, aber recht großzügig angesetzt. Im Falle einer Skala mit zwei beziehungsweise vier Indikatoren genügen bereits mittlere Korrelation von 0,54 beziehungsweise 0,38, um den Schwellenwert zu erreichen, was einer gemeinsamen Varianz von lediglich 29 beziehungsweise 14 Prozent entspricht. Für den Index der Religionsfreiheit ist jedoch in 12 der 29 Kontexte nicht einmal diese minimale Anforderung erfüllt. In ähnlicher Weise gilt dies auch für den als unabhängige Variable verwendeten Index der individuellen Religiosität. Den niedrigsten Wert für Alpha erzielt hier mit 0,29 ausgerechnet die Türkei, gefolgt von Rumänien und Griechenland (0,52 beziehungsweise 0,59). Bei näherer Betrachtung ist dies nicht allzu erstaunlich, da beide Items als Indikatoren für die intrinsische beziehungsweise extrinisische Sub-Dimension (vgl. Allport und Ross 1967: 434-435) der Religiosität betrachtet werden können, die in Abhängigkeit vom kulturellen Kontext mehr oder minder unabhängig voneinander sind.

In allen drei Ländern kommt der relativ schwache Zusammenhang zwischen beiden Items dadurch zustande, daß eine größere Zahl von Befragten selten eine Kirche beziehungsweise Moschee besucht, aber dennoch relativ häufig betet. Besonders ausgeprägt ist dieses Muster in der Türkei, wo selbst unter den Befragten, die angeben, niemals an Gottesdiensten teilzunehmen, 63 Prozent täglich mindestens einmal beten. Eine plausible Erklärung für diesen Befund liegt darin, daß im Islam dem fünfmal täglich zu verrichtenden Gebet in Richtung Mekka („Namaz“) ein weitaus höherer Stellenwert zukommt als dem Besuch einer Moschee. Weiter kompliziert wird der Sachverhalt dadurch, daß im türkischen Fragebogen, der sich ja nicht nur an Muslime richtet, nicht auf dieses spezifische Gebet Bezug genommen, sondern ein allgemeineres Wort („Dua“) benutzt wird.6 Damit sind Mißverständnisse und andere befragten- beziehungsweise interviewerspezifische Effekte vorprogrammiert.

Die Reliabilität des aus den Demokratie-Items gebildeten Indexes ist noch weitaus geringer und erreicht in keinem der untersuchten Länder den Schwellenwert von 0,7. Mit Abstand am niedrigsten ist der Wert von Alpha wiederum in der Türkei, wo lediglich ein Wert von 0,39 erreicht wird. Dies erklärt sich zu einem gewissen Grad dadurch, daß das „starker Führer“-Item in der Türkei praktisch nicht mit den beiden Fragen korreliert ist, die sich direkt auf die Demokratie beziehen, während in den übrigen Ländern mit r = -0, 28 beziehungsweise r = -0, 23 zumindest ein moderater negativer Zusammenhang besteht. Auch der Zusammenhang zwischen dem „starker Führer“-Item und der Frage zur Bewertung einer Militärdiktatur ist in der Türkei mit r = 0, 17 deutlich schwächer ausgeprägt als im Mittel der übrigen Länder, wo immerhin ein Wert von 0, 34 erreicht wird.

Zu einem ähnlichen Ergebnis gelangten auf der Basis des World Values Survey 1997 bereits Tessler und Altinoglou (2004: 35): Damals bestand überdies eine substantielle positive Beziehung zwischen der Befürwortung der Akzeptanz der Demokratie und dem Vertrauen in die Armee. Eine mögliche Erklärung für diese eher ungewöhnlichen Befunde liegt in der ambivalenten Rolle, die die Militärführung in der Geschichte der Türkei gespielt hat. Einerseits intervenierten die Offiziere zwischen 1960 und 1998 viermal im größeren Maßstab, um unerwünschte politische Entwicklungen zu verhindern (Tessler und Altinoglou 2004: 22-23), was mit demokratischen Prinzipien unvereinbar ist. Andererseits waren diese Eingriffe nicht auf die Einrichtung einer dauerhaften Militärdiktatur gerichtet und wurden vom Militär stets mit seiner Sonderrolle als Hüter der türkischen Demokratie und der republikanischen Prinzipien begründet, die von der Verfassung garantiert und zumindest von Teilen der Bevölkerung akzeptiert ist (Tessler und Altinoglou 2004: 35).

Unabhängig von Spekulationen über die möglichen Ursachen läßt sich festhalten, daß die von Wuermeling konstruierte Skala in keinem der untersuchten Länder reliabel ist. Auch die Ergebnisse bezüglich der Akzeptanz des EU-Prinzips Demokratie sind deshalb nicht zu verwerten.

Aus anderen Gründen ist auch die Messung der Unterstützung für die Gleichberechtigung der Frau problematisch. Während die Indizes für die Akzeptanz der Religionsfreiheit und der Demokratie trotz der skizzierten Validitäts- und Reliabilitätsproblematik zumindest eine große Zahl von Meßwerten aufweisen und deshalb als quasi-metrisch betrachtet werden könnten, wird die Akzeptanz der Gleichberechtigung mit einem einzigen Item gemessen, bei dem lediglich drei Antwortmöglichkeiten vorgegeben waren: (1) „stimme zu“, (2) „lehne ab“ und (3) „weder noch“. Selbst wenn man davon absieht, daß Option (3) vermutlich von etlichen Befragten als „weiß nicht“-Kategorie mißverstanden beziehungsweise benutzt wurde, ist die Annahme einer metrischen Skalierung hier offensichtlich nicht haltbar und die von Wuermeling gewählte lineare Spezifikation unangemessen.

Damit verbleibt als einzig unproblematische der vier abhängigen Variablen das Korruptions-Item. Bezeichnenderweise wird jedoch gerade diese Variable von Wuermeling nicht in multivariater Perspektive untersucht, weil die Türkei bei diesem EU-Prinzip von allen Ländern die höchsten Zustimmungsraten aufweist. Aus der Sicht der vergleichenden Einstellungsforschung ist ein solcher negativer (beziehungsweise politisch positiver) Fall, in dem sich die von Wuermeling aufgestellten Hypothesen prima facie7 nicht bestätigen lassen, mindestens ebenso interessant wie die relativ niedrigen türkischen Mittelwerte für die anderen Indikatoren. Gute wissenschaftliche Gründe, gerade diesen Fall nicht näher zu betrachten, lassen sich nur schwer vorstellen.

 

5. Modellierung

Selbst ohne alle bislang skizzierten Probleme wären die von Wuermeling geschätzten Modelle fehlspezifiziert. Bei den in Wuermelings Tabelle 2 (Wuermeling 2007: 206) präsentierten Ergebnissen handelt es sich um Schätzungen auf der Basis von Hierarchisch- Linearen- oder Mehr-Ebenen-Modellen (Snijders und Bosker 2000Hox 2002), bei denen der Achsenabschnitt nicht als fix betrachtet wird, sondern zufällig über die untersuchten Länder variiert (random-intercept-Modell). Solche Mehr-Ebenen-Modelle tragen auf elegante Weise der Tatsache Rechnung, daß in vielen sozialwissenschaftlichen Anwendungen (1) die Fälle nicht unabhängig voneinander, sondern in Kontexten gruppiert sind, was zu über-optimistischen Standardfehlern führt, (2) Merkmale der Kontexte selbst einen Einfluß auf die abhängige Variable haben können und (3) die Parameter des zu schätzenden Regressionsmodells (Achsenabschnitt und Steigungskoeffizienten) über die Kontexte hinweg ähnlich, aber nicht notwendigerweise identisch sind (kontextuelle Heterogenität). Für die vorliegenden Daten sind die von Wuermeling spezifizierten Modelle jedoch ungeeignet.

Ein erster Punkt betrifft dabei die von der Autorin vorgenommene Zentrierung der Individualvariablen an ihren jeweiligen Ländermittelwerten. Eine solche gruppenspezifische Zentrierung ist unüblich, weil sie die Bedeutung der geschätzten Effekte massiv und in einer oft schwer nachzuvollziehenden Weise verändert. Zudem ist sie mit einem Informationsverlust verbunden, sofern nicht auch die Gruppenmittelwerte als erklärende Variable im Modell enthalten sind (Kreft et al. 1995Hofmann und Gavin 1998Hox 2002: 62). Eine gruppenspezifische Zentrierung der Individualvariablen wäre nur dann anzuraten, wenn es sehr gute theoretische Gründe dafür gäbe anzunehmen, daß die Wirkung der betreffenden Variable einem „frog pond“-Mechanismus folgt (Kreft et al. 1995: 18; Hox 2002: 62). Mit Bezug auf die Türkei müßte man beispielsweise argumentieren, daß die Wirkung des Merkmals „Berufstätigkeit“ auf die Akzeptanz der EU-Prinzipien vom allgemeinen Beschäftigungsniveau in dem betreffenden Land abhängt. Eine solche theoretische Begründung für die gewählte Spezifikation ist nur schwer vorstellbar und in dem Beitrag von Wuermeling nicht zu erkennen.

Ein zweiter, grundsätzlicherer Punkt betrifft die Voraussetzungen, die für die Schätzung von Modellen mit Zufallskoeffizienten gelten. Erstens muß es sich bei den analysierten Kontexten tatsächlich um eine Zufallsstichprobe aus einer (großen) Population von Kontexten handeln (Kreft et al. 1995: 2), die als prinzipiell austauschbar betrachtet werden können. Insbesondere müssen innerhalb der Kontexte grundsätzlich dieselben Zusammenhänge bestehen und alle realen Abweichungen als zufällig interpretierbar sein. Zweitens sollte unabhängig davon die Zahl der Kontexte möglichst groß sein. In der Literatur werden als Minimum Zahlen zwischen 30 und 50 Kontexten genannt (Snijders und Bosker 2000: 140). Wenn wie bei Wuermeling Varianzkomponenten geschätzt werden, sollte die Zahl der Kontexte nochmals deutlich größer sein (Hox 2002: 175).

Im Fall der EU-Staaten sind diese Voraussetzungen schon deshalb offensichtlich nicht erfüllt, weil es sich gerade nicht um eine Stichprobe, sondern um die (mit Ausnahme Zyperns) vollständige Population der Länder handelt, über die eine Aussage gemacht werden soll (vgl. Berk 2004: 42-56 für eine weiterführende Diskussion). In der einschlägigen Literatur wird für Konstellationen wie die hier betrachtete deshalb ausdrücklich empfohlen, einen möglichen Einfluß der nationalen Kontexte durch fixe Effekte zu modellieren (siehe z. B. Duch und Stevenson 2005: 400 (FN 19)) beziehungsweise separate Modelle zu schätzen.

Darüber hinaus besteht hier keine echte Notwendigkeit für die Spezifikation eines Modells mit Zufallskoeffizienten. Typischerweise werden Modelle mit Zufallskoeffizienten genutzt, wenn die Zahl der Kontexte sehr groß, die Zahl der Personen pro Kontext aber relativ klein (normalerweise zwischen 2 und 100) ist, so daß es nicht möglich ist, für jeden Kontext ein eigenes Modell zu spezifizieren. Statt dessen wird zur Schätzung der kontextspezifischen Parameter in mehr oder minderem großem Umfang Informationen aus anderen Kontexten herangezogen („borrowing strength“), was zu präziseren, aber verzerrten Schätzungen führt.

Die Notwendigkeit, Informationen aus anderen Kontexten heranzuziehen, nimmt jedoch selbstverständlich mit der Zahl der Befragten in einem Kontext ab. Ist diese wie hier mit rund 1.000 Personen pro Land sehr groß und gleichzeitig die Zahl der Kontexte vergleichsweise gering, so sollte auf weniger voraussetzungsreiche konventionelle Verfahren zurückgegriffen werden (Snijders und Bosker 2000: 43-44).

Im vorliegenden Fall könnte als Äquivalent zu den von Wuermeling spezifizierten Modellen etwa ein „dummy variable model“ geschätzt werden, das für jedes Land einen eigenen Achsenabschnitt enthält, der an die Stelle des random intercept und der Kontextvariablen tritt, aber ansonsten auf der Annahme basiert, daß die Effekte der unabhängigen Variablen in den einzelnen Ländern trotz des unterschiedlichen Ausgangsniveaus identisch sind. Da die verbleibenden zufälligen Einflüsse auf der Länderebene nicht notwendigerweise konstant und voneinander unabhängig sind, sollten überdies Huber-White-Standardfehler berechnet werden, die gegenüber solchen Klumpeneffekten robust sind. Auf diese Weise würde allen Aspekten der hierarchischen Datenstruktur Rechnung getragen.

Im Falle des Gleichberechtigungs-Items müßte mit Blick auf das Skalenniveau darüber hinaus eine nicht-lineare, d. h. ordinale oder multinomiale Spezifikation gewählt werden. Auf der Grundlage der Mittelwerte beziehungsweise Antwortwahrscheinlichkeiten, die sich aus diesem relativ einfachen Modell ergeben, lassen sich einige aufschlußreiche Gedankenexperimente durchführen. Setzt man beispielsweise für die Türkei das im Mittel deutlich höhere skandinavische Bildungsniveau in das Modell ein, so werden die Kompositionseffekte, die sich aus den unterschiedlichen Bevölkerungsstrukturen ergeben, ausgeglichen und die Kontexteffekte isoliert. Im Ergebnis steigt der erwartete Anteil derjenigen, die dem Gleichberechtigungs-Item zustimmen, erheblich an, liegt aber immer noch 50 Prozentpunkte unter den skandinavischen Werten.8

Daß es für diese extremen Unterschiede zwischen Skandinavien auf der einen und der Türkei (sowie vielen kontinentaleuropäischen Ländern) auf der anderen Seite eine Erklärung auf der Systemebene geben muß, ist offensichtlich. Ebenso offensichtlich ist jedoch, daß es für die Identifikation dieser Faktoren einer intensiven Beschäftigung mit den betreffenden Ländern bedarf, die sich nicht auf einige Regressionsmodelle auf der Grundlage der EVS-Daten und zweier Makro-Indikatoren beschränken kann.

Eine Vielzahl von Erweiterungen des Modells wären leicht zu realisieren, ohne daß auf Zufallskoeffizienten zurückgegriffen werden müßte. Dies würde aber eine gründliche theoretische Auseinandersetzung mit den Determinanten der Einstellungen zu den Geschlechterrollen voraussetzen, die von der Autorin nicht geleistet wird.

 

III. Fazit

Frederike Wuermelings Studie zur Verankerung demokratischer Prinzipien in der Türkei wird die wissenschaftliche Debatte über einen möglichen Türkei-Beitritt und das „demokratische Defizit“ der EU neu beleben. Substantiell geht Wuermelings Artikel jedoch nicht über die altbekannten Mittelwert-Differenzen hinaus, da ihre multivariaten Analysen aufgrund der zahlreichen inhaltlichen und methodischen Defizite nicht zu verwerten sind. Die Kernaussagen ihres Beitrages sind deshalb nicht haltbar. Daß Wuermelings Beitrag dennoch politisch instrumentalisiert wurde, ist der Autorin nicht anzulasten, wohl aber, daß sie eine Vielzahl von methodischen und inhaltlichen Problemen übersehen oder ignoriert hat.

 

Literatur

 

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Tessler, Mark, und Altinoglou, Ebru, 2004: Political Culture in Turkey: Connections Among Attitudes Toward Democracy, the Military and Islam. Democratization 11: 21—50.

Weber, Max, 2006, zuerst 1904/05: Die protestantische Ethik und der Geist des Kapitalismus, Vollständige Ausgabe. Herausgegeben und eingeleitet von Dirk Kaesler. München: Beck.

Wuermeling, Frederike, 2007: Passt die Türkei zur EU und die EU zu Europa? Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie 59: 185—214.

*Department of Government, University of Essex, Wivenhoe Park, Colchester CO4 3SQ. Ich danke Sarah Kirschmann (Mainz) für die Beschaffung der Makro-Daten und Ersin Oezsahin (Konstanz) für die Übersetzung der türkischen Items aus dem EVS-Fragebogen sowie für zahlreiche wertvolle Hinweise und Anregungen.

1Vgl. statt vieler „Jihad Watch Deutschland“ http://fredalanmedforth.blogspot.com/2007_07_01_archive.html, „Politically Incorrect“ http://www.politicallyincorrect.de/2007/07/tuerkei-nur-ein-drittel-fuer-gleichberechtigung/ und „Weckstube — gegen die Islamisierung Deutschlands“ http://weckstube.info/archives/26.

2Hier und im folgenden beziehe mich auf die vom Zentralarchiv unter der Nummer 3811 bereitgestellte Version der Daten und der Dokumentation.

3Auch die Indikatoren für die Akzeptanz der beiden Prinzipien „Gleichberechtigung“ und „Rechtsstaatlichkeit“ sind nicht ideal, da sie auf sehr spezifische Teilaspekte (geschlechtsspezifische Berufsrollen beziehungsweise Schmiergelder) abzielen (siehe Wuermeling 2007: 197).

4Hier und im folgenden wird die Numerierung des Verfassungsvertrages verwendet, wie er von Bundestag und Bundesrat beschlossen wurde (Bundestagsdrucksache 15/4900).

5Dies gilt ausdrücklich auch für die türkische Version des Fragebogens.

6Ich danke Ersin Oezsahin für die Erläuterung beider Begriffe.

7Korrekte Messungen und eine angemessene Spezifikation des Modells vorausgesetzt wäre es zumindest denkbar, daß die Effekte der Kontextvariablen von stärkeren Effekten der Individualvariablen überlagert werden.

8Stata-Skripte zur Replikation dieser Befunde werden hier zur Verfügung gestellt: hdl:1902.1/11171 UNF:3:eHkqqsOl69GCE2ap0dRWMw== .

Die Wähler der Extremen Rechten 1980-2002

 

Spätestens seit den frühen 1980er Jahren haben sich die Parteien der Extremen Rechten – manchmal auch als Radikale Rechte, Neue Rechte oder Populistische Rechte bezeichnet – als neue Parteienfamilie in Westeuropa etabliert. Fast jeder der alten EU-Mitgliedsstaaten sowie Norwegen und die Schweiz mußte sich in diesem Zeitraum mit einer oder mehreren dieser Parteien auseinandersetzen, deren Verhältnis zur liberalen Demokratie häufig als problematisch erscheint.

Die Unterstützung für diese Parteien schwankt allerdings in erheblichem Umfang über die Zeit und zwischen den hier untersuchten Ländern. Es liegt nahe, dies auf politische Faktoren zurückzuführen, die sich der Kontrolle der Rechtsparteien weitgehend entziehen. In dieser Studie werden das Wählerprofil der Extremen Rechten sowie der Einfluß von Kontextfaktoren auf deren Wahlerfolge untersucht.

Mikrodeterminanten des Wahlverhaltens: Parteiidentifikation

 

Im sozialpsychologischen Modell gilt die Parteiidentifikation (PI) als wichtigste Determinante der Wahlentscheidung. Das Gefühl, einer politischen Partei in besonderer Weise verbunden zu sein, so die Theorie, ist auf individueller Ebene über Jahre, wenn nicht über Jahrzehnte hinweg stabil und wirkt bei der Wahrnehmung der aktuellen politischen Lage wie eine Art Filter. Nur dann, wenn die eigene Partei bezüglich der Kandidaten und Sachthemen im Vergleich mit dem politischen Gegner besonders schlecht abschneidet, wird sich ein parteigebundener Bürger der Stimme enthalten oder sogar für eine andere als die eigentlich präferierte Partei stimmen.

Das Konzept der Parteiidentifikation wurde ursprünglich im US-amerikanischen Kontext entwickelt. Die Frage, ob und in welcher Form es auf die politischen Systeme (West-)Europas übertragen werden kann, wurde jahrelang kontrovers diskutiert. Inzwischen ist die Annahme, dass es auch in Europa neben den ideologischen Präferenzen langfristig stabile parteibezogene Einstellungen gibt, die einen Einfluss auf das Wahlverhalten haben, weitgehend akzeptiert.

Aktuell werden in der Forschungsliteratur vor allem drei Aspekte diskutiert. Erstens wird das Konzept von Vertretern des Rational-Choice-Ansatzes radikal uminterpretiert. Autoren wie Popkin (1994) gehen davon aus, dass Wähler ihre Erfahrungen mit einer gegebenen politischen Partei in Form einer permanent aktualisierten Kosten-Nutzen-Bewertung (“running tally”) zusammenfassen. Dieser “running tally” entspreche der Parteiidentifikation des sozialpsychologischen Ansatzes. Von Anhängern des ursprünglichen Modells wird diese Lesart als “Revisionsmus” bezeichnet.

Zweitens behaupten Vertreter dieses Ansatzes selbst, dass durch die in den 1940er Jahren begründete Tradition des standardisierten Interviews mit einer großen Zahl zufällig ausgewählter Befragter der kollektive Charakter sozialer (Partei)Identifikationen zu sehr in den Hintergrund getreten sei. Deshalb müsse der auf soziale Bezugsgruppen bzw. die Zugehörigkeit zu diesen Gruppen bezogenen Aspekt der PI wieder stärker ins Zentrum der Betrachtung rücken (Greene 2004).

Drittens wird in jüngster Zeit argumentiert, dass das auf der PI basierende Modell der Wahlentscheidung den Kenntnis- und Entwicklungsstand der Sozialpsychologie der 1950er Jahre reflektiere. Inzwischen habe sich diese Ursprungsdisziplin im Sinne des “cognitive turn” jedoch sehr stark weiterentwickelt. Die politische Psychologie, die sich u.a. mit der Verarbeitung politischer und sozialer Informationen durch die Bürger befasst, habe diesen Wandel bereits nachvollzogen. Deshalb sei es nun an der Zeit, das Konzept der PI besser in die allgemeine politische Kognitionsforschung zu integrieren (zuletzt Dancey/Goren 2010).

Trotz dieser internen und externen Kritik im Detail steht die Bedeutung der Parteiidentifikation als Determinante der Wahlentscheidung für die meisten Wahlforscher außer Frage.

2. Parteiidentifikation in der alten Bundesrepublik 1977-2008

2.1 Grundlagen

Voraussetzung für den von der empirischen Forschung festgestellten dominanten Einfluss der Parteiidentifikation auf das Wahlverhalten ist allerdings selbstverständlich, dass eine derartige Einstellung im Verlauf der politischen Sozialisation erworben und in späteren Lebensjahren beibehalten wird. Vertreter der Dealignment-These (u.a. Dalton 1984, Dalton 2000, Dalton/Bürklin 2003) behaupten, dass diese beiden Bedingungen in allen westlichen Demokratien und somit auch in der Bundesrepublik in zunehmend geringerem Maße erfüllt seien: Durch gesellschaftliche Wandlungsprozesse lösten sich die ehemals klar definierten sozialen Großgruppen (für Deutschland vor allem die Arbeiterschaft und der politische Katholizismus) auf. Da Parteiidentifikationen in Deutschland und in vielen anderen westeuropäischen Gesellschaften über die Zugehörigkeit zu solchen Gruppen vermittelt worden seien (Dalton et al. 1984), müsse infolgedessen mit einem Rückgang der parteigebundenen Wähler gerechnet werden.

Hinzu kommt ein zweiter Faktor. In der Vergangenheit war es eine wesentliche Aufgabe der Parteien, den politisch oft wenig interessierten und schlecht informierten Bürgern Interpretationshilfen für das Verständnis politischer Vorgänge und Streitfragen zu bieten. Je eher aber eine Bürgerin aufgrund ihres Bildungsstandes in der Lage ist, sich selbst ein Bild von der Politik zu machen, desto geringer sollte ceteris paribus ihre Nachfrage nach solchen Deutungsangeboten sein. Dieses Phänomen wird im Anschluss an Dalton als “kognitive Mobilisierung” bezeichnet.

Die seit der Mitte des 20. Jahrhunderts zu beobachtende Ausbreitung höherer Bildungsabschlüsse entfaltet somit eine doppelte Wirkung: Zum einen führt sie dazu, dass sich traditionelle Milieus auflösen, zum anderen reduziert sie auf der individuellen Ebene das Bedürfnis nach stereotypen Erklärungsmustern für politische Vorgänge, denen die Parteiidentifikation zuzurechnen ist. Als Indizien für ein solches Dealignment gelten u.a. der Aufstieg der Grünen seit den frühen 1980er Jahren, die Erfolge der extremen Rechten in den 1990er Jahren, die gegenüber den 1970er Jahren gesunkene Wahlbeteiligung sowie die zu Beginn der 1990er Jahre zu beobachtende Unzufriedenheit mit den etablierten Parteien (u.a. Dalton/Wattenberg 2000).

2.2. Die Entwicklung des Anteils der Parteiidentifizierer

Diese Argumentation erscheint auf den ersten Blick durchaus überzeugend. Ob es in der Bundesrepublik jedoch tatsächlich zu einem Rückgang des Anteils der Parteiidentifizierer gekommen ist, lässt sich letztlich nur empirisch klären. Glücklicherweise steht mit der von der Forschungsgruppe Wahlen im Auftrag des ZDF durchgeführten Politbarometer-Studie1 ein Instrument zur Verfügung, das zur Klärung dieser Frage in idealer Weise geeignet ist: Im Rahmen der Politbarometer-Erhebung wird seit 1977 in (zumeist) monatlichem Abstand eine jeweils repräsentativ ausgewählte Stichprobe von Wahlberechtigten zu einer Reihe von allgemeinen und spezifischen politischen Themen interviewt. Zum Kern des Frageprogramms gehört dabei auch eine Reihe von drei Items, die sich auf Vorhandensein, Richtung und Stärke einer möglichen Parteiidentifikation beziehen. Konkret wird den Befragten dabei zunächst folgendes Item vorgelegt: “In Deutschland neigen viele Leute längere Zeit einer bestimmten politischen Partei zu, obwohl sie auch ab und zu eine andere Partei wählen. Wie ist das bei Ihnen: Neigen Sie – ganz allgemein gesprochen – einer bestimmten Partei zu?”. Wenn die Respondenten diese Frage bejahen, wird nach der betreffenden Partei gefragt. Abgeschlossen wird die Erhebung mit der folgenden Frage: “Wie stark oder wie schwach neigen Sie – alles zusammengenommen – dieser Partei zu?”

Der Umfang der Stichproben schwankt zwischen rund 800 und bis zu 3000 Befragten, so dass recht genaue Anteilsschätzungen möglich sind. Da die Daten der wissenschaftlichen Öffentlichkeit mit einer zeitlichen Verzögerung von ein bis zwei Jahren zur Verfügung gestellt werden, lassen sich für den Zeitraum vom Frühjahr 1977 bis zum Dezember 2008 Schwankungen im Anteil der Parteiidentifizierer präzise und engmaschig verfolgen. Da die 1970er Jahre mit ihren sehr hohen Wahlbeteiligungsraten und der starken Konzentration auf drei bzw. vier etablierte Parteien als die Hoch-Phase der Bonner Parteiendemokratie gelten, müssten grundlegende Veränderungen im Verhältnis zwischen Bürger und Parteien in den Politbarometer-Daten extrem gut zu erkennen sein.

Bei einer ersten Betrachtung dieser Zeitreihe zeigt sich allerdings rasch, dass von Monat zu Monat deutliche Schwankungen auftreten, die sich in einem Bereich von 3 Prozentpunkten bewegen und auf Stichprobenfehler sowie aktuelle politische Ereignisse zurückgehen. Bei einer Analyse des Anteils der Parteiidentifizierer über einen Zeitraum von über 30 Jahren sind solche kurzfristigen Schwankungen außerordentlich lästig, weil sie wie ein hochfrequentes Rauschen etwaige langfristige Trends überlagern, die dadurch nur schwer zu erkennen sind.

Für Abbildung 1 und alle weiteren Grafiken wurde deshalb zunächst ein so genanntes „fünfgliedriges gleitendes Mittel“ gebildet. Bei diesem Verfahren wird für jeden Monat der Durchschnitt aus dem tatsächlich gemessenen Wert, den Anteilswerten der beiden vorangegangen sowie den Messwerten der beiden folgenden Monate errechnet. Diese gleitenden Durchschnittswerte wurden dann an Stelle der ursprünglichen Werte in die Grafik eingetragen (Chatfield 2004). Die Vorteile des Verfahrens liegen auf der Hand: Kurzfristige zufällige Schwankungen – der Anteilswert nimmt beispielsweise im April um 3,1 Prozentpunkte zu, fällt im Mai um 2,9 Punkte ab um dann im Juni wiederum um 3 Prozentpunkte zu steigen – heben sich durch die Durchschnittsbildung gegenseitig auf und verschwinden deshalb fast vollständig aus der Zeitreihe. Langfristige systematische Veränderungen hingegen treten nach der Glättung deutlicher hervor.

 

Abbildung 1: Entwicklung der Parteiidentifikation in den alten Bundesländern 1977-2009


Der Verlauf der aus der Glättung resultierenden Trendlinie ist eindeutig: In der alten Bundesrepublik ist während der vergangenen drei Dekaden von einigen relativ kurzen Mobilisierungsphasen einmal abgesehen der Anteil der Parteiidentifizierer langsam, aber fast kontinuierlich um etwa 0,6 bis 0,7 Prozentpunkte pro Jahr gesunken (vgl. dazu auch Falter/Rattinger 1997; Maier 2000; Arzheimer 2002, Falter/Schoen 2005, Rattinger et al. 2007). Seit etwa Mitte der 1990er hat sich das Tempo dieses Rückgangs allerdings verringert – während dieser Zeit nahm der Anteil der Parteiidentifizierer nur um etwa 0,3 Prozentpunkte pro Jahr ab. Seit Beginn des neuen Millenniums schließlich ist der Dealignment-Prozess praktisch zum Stillstand gekommen. Gegenüber den späten 1970er Jahren, als sich rund achtzig Prozent der Bundesbürger mit Union, SPD oder FDP identifizierten, hat sich die politische Landschaft durch diesen Prozess beträchtlich verändert, auch wenn immer noch eine deutliche Mehrheit der Befragten eine derartige Identifikation aufweist.

Damit stellt sich als nächstes die Frage, ob dieser Abschmelzungsprozess alle Parteien in gleicher Weise betrifft. Der untere Teil von Abbildung 1 zeigt, dass dies keineswegs der Fall ist: Vielmehr haben vor allem die SPD und die Unionsparteien an langfristiger Unterstützung verloren. Der Anteil derjenigen, die sich einer der hier aus Fallzahlgründen zusammengefassten kleineren Parteien (d.h. in erster Linie Grüne und FDP) verbunden fühlen, ist hingegen geringfügig angestiegen.

2.3. Die Intensität von Parteibindungen

Auch die Intensität der Parteiidentifikation hat über den Untersuchungszeitraum hinweg leicht nachgelassen. Während der späten 1970er Jahre lag das arithmetische Mittel für die auf einer fünfstufigen Skala gemessene Stärke der Parteiidentifikation derjenigen Bürger, die eine Parteiidentifikation aufwiesen, noch bei etwa 3,6 Punkten, sank aber in den folgenden Jahren erkennbar ab. Einen Tiefpunkt markierten die frühen 1990er Jahre: Auf dem Höhepunkt der Debatte um die angebliche Politikverdrossenheit der Deutschen fiel die durchschnittliche Intensität der Parteiidentifikation innerhalb vergleichsweise kurzer Zeit um etwa 0,3 Punkte ab. Seit Beginn des neuen Jahrtausends hat sich dieser Trend dann partiell umgekehrt. Insgesamt ist diese Entwicklung aber als undramatisch anzusehen. Wichtiger als die Intensität der Parteiidentifikation erscheint zumindest momentan noch die Frage, ob die Bürger überhaupt noch eine solche Einstellung aufweisen.

2.4. Sozialstrukturelle Ursachen für den Rückgang der Parteibindungen

Für diese Entwicklung gibt es mehrere mögliche Erklärungen. So wäre es denkbar, dass jene gesellschaftlichen Gruppen, auf die sich Union und SPD stützen, d.h. die Katholiken, die kirchengebundenen Christen beider Konfessionen sowie die Arbeiterschaft, rein quantitativ an Bedeutung verlieren. Abbildung 2 zeigt jedoch, dass die jeweiligen Anteile dieser Gruppen am Elektorat seit 1977 relativ stabil bleiben. So hat der Anteil der Katholiken an den befragten Wahlberechtigten nur um einige wenige Prozentpunkte abgenommen hat. Gleiches gilt für jene Bürger, die intensiv am kirchlichen Leben beider Konfessionen teilnehmen: Die Zahl derjenigen, die angeben, jeden oder fast jeden Sonntag den Gottesdienst zu besuchen, ist ebenfalls nur um einige Prozentpunkte zurückgegangen. Lediglich der Arbeiteranteil scheint drastisch und innerhalb kürzester Zeit gesunken zu sein. Dieser Eindruck basiert jedoch auf einem Artefakt: Im August 1988 ist die Forschungsgruppe Wahlen dazu übergangen, die Politbarometer-Umfrage nicht mehr als face-to-face Interview sondern vielmehr als telefonische Befragung durchzuführen. Da Arbeiter sich anscheinend eher mündlich als telefonisch interviewen lassen – parallel zum Wechsel des Erhebungsformates fiel der Arbeiteranteil im Politbarometer um elf Prozentpunkte ab – wurde durch diese Umstellung ihre ohnehin bestehende Unterrepräsentation im Politbarometer weiter verstärkt. Die gestrichelte rote Linie, die einen Versuch darstellt, diesen Effekt zu kompensieren, in dem zum tatsächlich gemessenen Arbeiteranteil elf Prozentpunkte addiert wurden, dürfte deshalb einen etwas realistischeren Eindruck vom Rückgang des Arbeiteranteils geben.

Abbildung 2: Anteil von Katholiken, Arbeitern und kirchengebundenen Angehörigen beider Konfessionen unter den Bürgern der alten Länder 1977-2008

 

Angesichts dieser nur schwach rückläufigen Tendenzen ist es unwahrscheinlich, dass sich der Rückgang der Parteiidentifikation mit Union und SPD allein aus dem Schrumpfen der Kernklientel beider Parteien erklären lässt. Plausibler ist es vielmehr, davon auszugehen, dass die Zugehörigkeit zu den erwähnten sozialen Gruppen im Laufe der Zeit an Einfluss auf die Parteiidentifikation verloren hat.

Ein solcher Effekt lässt sich in der Tat nachweisen: So sank der Anteil der SPD-Identifizierer unter den Arbeitern über den Beobachtungszeitraum von rund 50 auf unter 30 Prozent, während der entsprechende Wert unter aller anderen Befragten zunächst anstieg, in den 1980er Jahren absank und sich seitdem auf einem in etwa konstanten Niveau eingependelt hat. Dementsprechend unterscheiden sich heute Arbeiter und Angehörige anderer Berufsgruppen bezüglich ihrer SPD-Neigung nur noch geringfügig (vgl. Abbildung 3).

Abbildung 3: SPD-Parteiidentifikation nach Berufsgruppe, alte Bundesländer 1977-2008

 

Ein ähnlicher Befund zeigt sich für die Konfessionszugehörigkeit: Am Ende der 1970er Jahre betrachteten sich noch bis zu 50 Prozent aller Katholiken als langfristige Anhänger der Unionsparteien. In der Folgezeit sank dieser Wert – von einigen Mobilisierungsspitzen einmal abgesehen – auf ca. 40 Prozent ab. Damit unterscheiden sich die befragten Katholiken zwar immer noch deutlich von den Angehörigen anderer Konfessionen und den Konfessionslosen, unter denen sich relativ konstant nur 20 bis 25 Prozent mit einer der beiden Unionsparteien identifizieren. Der Abstand zwischen beiden Gruppen hat sich über die Zeit hinweg aber stark verringert (Abbildung 4).

Abbildung 4: Unions-Parteiidentifikation nach Konfession, alte Bundesländer 1977-2008

 

Ein ähnliches Bild ergibt sich, wenn man die kirchengebundenen Angehörigen beider Konfessionen mit allen übrigen Befragten vergleicht: Während der Anteil der Unionsanhänger unter den nicht-kirchengebundenen Befragten während des gesamten Untersuchungszeitraums um die Marke von 30 Prozent pendelt, sinkt er bei denjenigen, die intensiv am kirchlichen Leben teilnehmen, von rund 60 auf circa 50 Prozent, so dass es tendenziell zu einer Annäherung zwischen beiden Gruppen kommt (vgl. Abbildung 4). Dies steht im teilweisen Widerspruch zu den Befunden älterer Studien, die gezeigt haben, dass der Zusammenhang zwischen religiöser Praxis und Wahlverhalten weitgehend stabil ist (Jagodzinski und Quandt 1997). Insgesamt gesehen bestehen bezüglich der Unionswahl allerdings nach wie vor substantielle Unterschiede zwischen kirchentreuen und religiös ungebundenen Bürgern.

Zusammenfassend lässt sich somit festhalten, dass der Anteil der parteigebundenen Bürger in den alten Ländern seit Ende der 1970er Jahre langsam aber stetig sinkt. Dieser Rückgang betrifft vor allem die beiden Volksparteien und erklärt sich in erster Linie daraus, dass sich – zumindest was die Parteiidentifikation betrifft – die attitudinalen Unterschiede zwischen deren Kernklientel und der übrigen Bevölkerung zunehmend abschwächen. Dies gilt vor allem für die ohnehin geschrumpfte Gruppe der Arbeiter. Vergleicht man diese mit den Angehörigen anderer Berufsgruppen, so lassen sich kaum noch Hinweise auf eine überdurchschnittliche SPD-Neigung finden.

Von etwas größerer Bedeutung ist bislang noch der konfessionelle Konflikt, der letztlich auf den „Kulturkampf“ im letzten Drittel des 19. Jahrhunderts zurückgeht: Immer noch erhöht die Zugehörigkeit zur katholischen Kirche die Wahrscheinlichkeit, dass sich ein Bürger mit den Unionsparteien identifiziert in bemerkenswertem Umfang. Auch hier ist es jedoch in den vergangenen Jahrzehnten zu einer deutlichen Annäherung zwischen Katholiken und Nichtkatholiken gekommen.

Als resistenter erweist sich der Zusammenhang zwischen der Unionsidentifikation und einer intensiven Bindung an eine der beiden großen Kirchen. Zwar nähert sich das Ausmaß der Unterstützung für die CDU/CSU auch in dieser Gruppe langsam an das Niveau der Bevölkerungsmehrheit an. Dennoch bleibt festzuhalten, dass der säkular-religiöse Konflikt, der in der Bundesrepublik an die Seite des alten konfessionellen Konfliktes getreten ist, nach wie vor einen erheblichen Einfluss auf die Identifikation mit den Unionsparteien hat.

Alle drei Effekte, die hier graphisch veranschaulicht wurden, lassen sich mit so genannten logistischen Regressionsmodellen nachweisen und sind in einem statistischen Sinne signifikant, d.h. mit großer Sicherheit nicht auf Stichprobenfehler zurückzuführen. Die logistische Regression ist ein Verfahren, mit der sich die Wirkung verschiedener unabhängiger Variablen (z.B. der Kirchenbindung oder der Berufsgruppe) auf eine dichotome Variable (in diesem Fall Parteiidentifikation mit den Ausprägungen „ja“ bzw. „nein“) ebenso modellieren lässt wie mögliche Veränderungen dieser Einflüsse über die Zeit. Da solche Modelle jedoch nicht ohne weiteres nachvollziehbar sind, wird hier und im Folgenden auf eine tabellarische Ausweisung verzichtet.

3. Parteiidentifikation in den neuen Ländern 1991-2008

3.1. Ausgangslage

In den neuen Ländern ergibt sich für die Entwicklung und Bedeutung von Parteiidentifikationen ein ganz anderes Bild als in der alten Bundesrepublik. Hier verloren die protestantischen Kirchen bereits sehr früh an Einfluss (Pollack 2003: 80-81) – eine Entwicklung, die nach der Teilung Deutschlands durch die Politik des SED-Regimes forciert wurde. Der Katholizismus spielte in diesem Teil Deutschlands – von einigen Enklaven einmal abgesehen – ohnehin keine Rolle.

Zugleich spricht einiges dafür, dass unter der Herrschaft der SED durch Ereignisse wie die Niederschlagung des Aufstandes vom 17. Juni und die erzwungene Fusion von KPD und SPD auch die traditionellen Bindungen der Arbeiter an die Parteien der Linken zerstört wurden. Hinzu kommt, dass die meisten der ehemaligen DDR-Bürger echte Parteienkonkurrenz und demokratische Wahlen aus eigener Erfahrung gar nicht mehr kannten. Etliche Forscher gingen deshalb davon aus, dass das Konzept der Parteiidentifikation auf Ostdeutschland überhaupt nicht anwendbar sei. Deshalb wurden die entsprechenden Items erst spät, nämlich im April 1991, in die Politbarometerstudien aufgenommen.

Andere Autoren argumentierten hingegen, dass die Menschen in der DDR häufig die westdeutschen Fernsehsender nutzten und auf diese Weise gleichsam virtuell am politischen Geschehen in der Bundesrepublik teilnahmen. Auf diese Weise hätten sich bereits vor der Wende Bindungen an die westlichen Parteien entwickeln können (Bluck und Kreikenbom 1991).

 

Abbildung 5: Entwicklung des Anteils der Bürger mit einer Parteiidentifikation in den neuen Bundesländern 1991-2008


 

3.2 Die Entwicklung des Anteils der Parteiidentifizierer

Empirisch zeigen sich deutliche Unterschiede zwischen Ost und West: Im Jahr nach der Wiedervereinigung betrachteten sich im Westen immer noch etwa 70 Prozent der Bürger als langfristige Anhänger einer Partei, während der entsprechende Anteil im Osten zunächst nur bei rund 60 Prozent lag und dann sogar auf weniger als 50 Prozent absank, so dass sich die Kluft zwischen Ost und West nochmals vertiefte. Seitdem ist, wie oben gezeigt, der Anteil der Parteiidentifizierer in den alten Ländern weiter zurückgegangen, während im Ostenkein systematischer Trend festzustellen ist (vgl. Abbildung 5). Abgesehen von dem raschen, aber kurzlebigen Anstieg während des „Superwahljahres“ von 1994, ist es bislang nicht zu einer nennenswerten Zunahme der Parteibindungen gekommen. Vielmehr schwanken hier die monatlich gemessenen Werte unsystematisch und mit relativ großen Ausschlägen um den insgesamt niedrigeren Mittelwert. Angesichts der Entwicklungen in anderen europäischen Demokratien ist dies einerseits nicht besonders überraschend. Andererseits hätte man vermuten können, dass die nunmehr zwanzigjährige Auseinandersetzung mit dem ehemals westdeutschen Parteiensystem bei einigen Ostdeutschen zur Neubildung dauerhafter Bindungen führen könnte.

Anders als manchmal vermutet, lässt sich auch kein systematischer Zusammenhang zwischen dem Anteil der Parteiidentifizierer und den Bundestagswahlkämpfen nachweisen: Die bislang höchsten Werte wurden vielmehr 1991 (April und August), 1992 (im Februar), 1995 und 1996 (Dezember bzw. Februar) und 1999 (im September und Oktober) beobachtet, aber nicht in den Wahljahren.

Die relativ große Spannweite des Anteilswertes könnte ein Indiz dafür sein, dass einmal erworbene Parteibindungen im Osten rascher wieder aufgegeben werden als in den alten Ländern. Alternativ ließe sich vermuten, dass das Instrument in Ostdeutschland gar keine echten Bindungen, sondern vielmehr bloße Wahlabsichten erfasst. Ein großer Teil dieser Schwankungen dürfte jedoch auf die relativ geringe Zahl von Walberechtigten zurückgehen, die für die in Ostdeutschland befragt wurden. Auf Grund dieses geringeren Stichprobenumfangs ist die Messung des Anteils der Parteiidentifizierer im Osten mit größeren Zufallsfehlern behaftet als in den alten Ländern, was zu entsprechenden größeren monatlichen Schwankungen führt.

Auch in den neuen Ländern lohnt es sich, den monatlichen Anteil der Parteiidentifizierer nach der jeweiligen Richtung aufzuschlüsseln. Im Ergebnis zeigt sich, dass der oben angesprochene Rückgang der Parteiidentifikationen während der frühen 1990er Jahre zu Lasten der SPD, der kleineren Parteien und vor allem der Union ging. Letztere hat allerdings seit der Bundestagswahl 1994 wieder deutlich an Unterstützung gewonnen. Alles in allem bleibt aber festzuhalten, dass die Zahl der Bürger, die sich mit einer der beiden großen Parteien identifiziert, in den neuen Ländern auf niedrigem Niveau stagniert. Bemerkenswert ist darüber hinaus die Entwicklung der PDS/LINKE, die in der ersten Dekade der Einheit den Anteil ihrer langfristigen Anhänger von etwa fünf auf rund zehn Prozent verdoppeln konnte und sich inzwischen auf die Marke von 20 Prozent hinbewegt.

Schwankungen in der mittleren Stärke der PI sind ähnlich wie im Westen im wesentlichen unsystematisch. Eine weiterführende Diskussion erübrigt sich deshalb an dieser Stelle.

3.3. Determinanten der Parteiidentikationen in den neuen Bundesländern

Bezüglich der Determinanten der Parteiidentifikation ergibt sich ein komplexes Bild: Über den gesamten Analysezeitraum hinweg betrachteten sich etwa 37% der Katholiken, 28% der Protestanten, aber nur 13% der Konfessionslosen als langfristige Anhänger der Unionsparteien, wobei sich diese Differenzen zwischen 1991 und 2008 nur unwesentlich abschwächen, wie sich mit Hilfe logistischer Regressionsmodelle zeigen lässt. Obwohl man angesichts der jüngeren Vergangenheit annehmen muss, dass in der früheren DDR bereits die bloße Zugehörigkeit zu einer christlichen Kirche das Ergebnis einer bewussten Entscheidung mit potentiell negativen Konsequenzen darstellte, hat der Zusammenhang zwischen Konfessionszugehörigkeit und CDU-Neigung damit eine ähnliche Stärke wie im Westen. Selbst die Prozentwerte entsprechen fast exakt den Verhältnissen, die in den alten Ländern am Ende der vergangenen Dekade zu beobachten waren. Allerdings ist zu beachten, dass die Konfessionslosen in den neuen Ländern mit etwa zwei Dritteln die große Mehrheit der Bevölkerung ausmachen. Allein deshalb ist damit zu rechnen, dass der Anteil der langfristigen Unionsanhänger im Osten deutlich niedriger sein muss als im Westen.

Ähnliche Beobachtungen ergeben sich sinngemäß für den Einfluss der Kirchenbindung auf die Neigung zur CDU: Wie in den alten Ländern neigen in der Gruppe derjenigen, die sich intensiv am kirchlichen Leben beteiligen, deutlich mehr Menschen der Union zu als in anderen Bevölkerungsschichten. Dadurch, dass diese Gruppe aber sehr klein ist, ist ihr Einfluss auf die Verteilung der Parteiidentifikation im Gesamtelektorat vernachlässigbar klein. Auf eine graphische oder tabellarische Darstellung kann deshalb verzichtet werden.

Abbildung 6: SPD-Parteiidentifikation nach Berufsgruppe, neue Bundesländer 1991-2008

 

Der Zusammenhang zwischen dem (in den neuen Ländern immer noch deutlich häufigeren) Merkmal„Arbeiter“ und der Parteiidentifikation unterscheidet sich hingegen deutlich von den aus dem Westen bekannten Verhältnissen. Anders, als man vielleicht vermuten könnte, finden die linken Parteien bei den Arbeitern in den neuen Ländern keineswegs besonders große Zustimmung. Über den gesamten Untersuchungszeitraum hinweg bezeichneten sich nur etwa 20 Prozent der Arbeiter als langfristige SPD-Anhänger; ein annähernd gleich großer Anteil fühlte sich der Union besonders verbunden. Eine knappe Mehrheit von rund 51 Prozent gab an, keine Parteiidentifikation zu haben, nur 5 Prozent neigten der PDS/LINKE zu. Diese Zusammenhänge bleiben über die Zeit hinweg im Wesentlichen stabil: So unterscheiden sich Arbeiter und Angehörige anderer Berufsgruppen bezüglich ihrer Identifikation mit der SPD nicht substantiell (vgl. Abbildung 6); gleiches gilt sinngemäß für die Union. Auch an der generell etwas geringeren Neigung der Arbeiter, sich überhaupt mit einer Partei zu identifizieren, hat sich seit 1991 im Grunde nichts geändert.

4. Der Einfluss der Parteiidentifikation auf das Wahlverhalten im vereinten Deutschland

Aus den bisher präsentierten Analysen ergibt sich, dass der Einfluss der Parteiidentifikation auf das Wahlverhalten heute insgesamt geringer sein muss als in den 1970er Jahren: Im Westen behaupten derzeit etwa 40, im Osten sogar rund 50 Prozent der Bürger von sich selbst, keiner Partei in besonderem Maße verbunden zu sein. Für die Wahlentscheidungen dieser (wachsenden) Gruppe kann die Parteiidentifikation naturgemäß keine Rolle spielen. Offen ist allerdings noch, in welchem Umfang das Wahlverhalten derjenigen, die sich als langfristige Anhänger einer Partei betrachten, von ihrer Identifikation gesteuert wird.

Die einfachste Möglichkeit, sich dieser Frage anzunähern, besteht darin zu ermitteln, wie viele Parteiidentifizierer zu einem bestimmten Zeitpunkt für eine andere als die eigentlich bevorzugte Partei stimmen würden. Die Ergebnisse einer solchen Analyse müssen allerdings mit einer gewissen Vorsicht betrachtet werden: Schließlich besteht die Möglichkeit, dass ein Bürger zwar in Übereinstimmung mit seiner Parteiidentifikation wählt, diese Entscheidung aber tatsächlich von den Kandidaten und Sachthemen abhängig macht und dabei zufällig zu einem Ergebnis kommt, dass mit seiner Parteiorientierung übereinstimmt. Im Ergebnis ist ein solches Votum nicht vom Verhalten eines Bürgers unterscheidbar, der schweren Herzens für die Partei stimmt, mit der er sich identifiziert, obwohl ihm das programmatische und personelle Angebot einer anderen Partei als überzeugender erscheint. Ein hohes Maß an Übereinstimmung zwischen Parteiidentifikation und Wahlentscheidung kann deshalb nicht unbedingt kausal interpretiert werden. Sollte der Anteil derjenigen, die für die „eigentlich“ bevorzugte Partei stimmen, im Laufe der Zeit jedoch sinken, dann wäre dies ein starkes Indiz für einen rückläufigen Einfluss der Parteiidentifikation auf das Wahlverhalten auch bei denjenigen, die überhaupt noch eine entsprechende Identifikation aufweisen.

Abbildung 7 Wahlabsicht zugunsten der Union und der SPD unter ihren jeweiligen Anhängern, alte Bundesländer 1977-2008

 

Abbildung 7 zeigt, dass es bei den Anhängern der Union in den alten Ländern durchaus Evidenzen für eine solche Lockerung der Parteibindungen gibt: Vom Frühjahr 1977 bis zum Sommer 1988 äußerten stets zwischen 94 und fast 100 Prozent derjenigen Bürger, die sich mit der Union identifizierten, die Absicht, bei der nächsten Bundestagswahl für die Christdemokraten zu stimmen. Im Mittel lag die Unterstützung der C-Parteien in dieser Gruppe bei etwa 97 Prozent. Gegen Ende der 1980er Jahre erfasste die zunehmende Unzufriedenheit mit der Regierung Kohl jedoch auch die Unionsanhänger, und die Wahlabsicht fiel zeitweise auf unter 80 Prozent, was in Relation zu den Werten der vorangegangenen Dekade als ein dramatischer Einbruch erscheinen muss. In den 1990er Jahren stieg die Wahlabsicht zugunsten der Union zwar wieder an, unterlag nun aber deutlich größeren Schwankungen und bewegte sich mit einem Durchschnittswert von nur noch 89 Prozent auf einem erkennbar niedrigeren Niveau: War im ersten Drittel des Untersuchungszeitraumes die Identifikation mit den Unionsparteien ein (fast) perfekter Prädiktor der Wahl der Christdemokraten, so erklärten nun rund ein Zehntel derjenigen, die sich selbst als langfristige Anhänger dieser Parteien betrachteten, nicht für die Christdemokraten stimmen zu wollen.

Für die Anhänger der SPD ergibt sich im Grunde ein ähnliches Bild. Auch hier hat die Wahlabsicht zugunsten der eigenen Partei seit den späten 1980er Jahren um etwa fünf Prozentpunkte von 95 auf rund 90 Prozentpunkte nachgelassen. Zugleich begann der Anteil derjenigen SPD-Anhänger, die für die Sozialdemokraten stimmen wollten, stärker zu schwanken. Allerdings war unter den SPD-Identifizierern die Volatilität der Unterstützung für ihre Partei bereits in der Vergangenheit recht groß gewesen. Deutlich zu erkennen ist auch die Unzufriedenheit etlicher SPD-Identifizierer mit der Agenda-Politik, die die Wahlabsicht zugunsten der SPD zeitweise auf nur noch ca. 80 Prozent reduziert hat.

Die Bedeutung der Parteiidentifikation für das Wahlverhalten scheint also in der Tat etwas nachgelassen zu haben, ist aber immer noch deutlich zu erkennen. Dies zeigt sich insbesondere, wenn man die Anhänger der Volksparteien bezüglich ihrer Wahlabsicht mit der Gruppe derjenigen vergleicht, die sich keiner Partei verbunden fühlen: Die Wahrscheinlichkeit, dass ein Bürger, der sich mit der SPD bzw. der Union identifiziert, die entsprechende Partei auch wählt, ist über den ganzen Untersuchungszeitraum hinweg mehr als doppelt so hoch wie für die Gruppe der Ungebundenen.

Für die neuen Länder ergibt sich auch hier wieder ein differenziertes Bild. Unter den Anhängern der Union geben im Mittel nur etwas mehr als 80 Prozent an, bei der nächsten Wahl für diese Partei stimmen zu wollen. Dieser Wert unterliegt erheblichen Schwankungen, die zum Teil jedoch auf die wiederum vergleichsweise geringen Fallzahlen zurückzuführen sind (Abbildung 8). Die Parteibindung scheint also einen etwas geringeren Einfluss auf die Wahlentscheidung zu haben als im Westen.

Abbildung 8: Wahlabsicht zugunsten der Union und der SPD unter ihren jeweiligen Anhängern, neue Bundesländer 1991-2008

 

Ähnlich liegen die Verhältnisse im Falle der SPD. Hier äußerten zunächst sogar nur etwa 75 Prozent der langfristigen Anhänger die Absicht, die Partei wählen zu wollen. Seit 1994 begann dieser Wert jedoch deutlich zu steigen und erreichte in der Mitte des Untersuchungszeitraumes im Mittel eine Höhe von ca. 85 Prozent, um dann im Kontext der “Agenda-Politik“ der Regierung Schröder in den Jahren 2002 bis 2005 dramatisch einzubrechen. Auch die Wahlabsicht der SPD-Anhänger scheint großen Schwankungen zu unterliegen, wofür aber wiederum die relativ niedrigen Fallzahlen zumindest partiell verantwortlich sind. Eine alles in allem recht ähnliche Entwicklung zeigt sich schließlich auch bei der dritten großen Partei in den neuen Ländern, der PDS/LINKE (nicht graphisch ausgewiesen).

Als Ergebnis bleibt festzuhalten, dass Parteibindungen in den neuen Ländern nicht nur seltener sind, sondern offenbar auch als weniger verbindlich empfunden werden, da ein beträchtlicher Teil derjenigen, die sich selbst als Anhänger einer Partei bezeichnen, nicht die Absicht hat, für die entsprechende Partei zu stimmen. Parteibindungen haben also eine geringere Prägekraft und eine andere Bedeutung als im Westen. Diese Faktoren sind (mit) dafür verantwortlich, dass die Zahl der Wechsel- und Nichtwähler in den neuen Bundesländern höher ist als im Westen und es immer wieder zu deutlichen Abweichungen im Wahlergebnis beider Regionen kommt (Arzheimer/Falter 1998; 2002, Kaspar/Falter 2009). Zwar scheint in den letzten Jahren die Neigung, tatsächlich für die präferierte Partei zu stimmen, im Osten leicht zuzunehmen, während sie im Westen leicht gesunken ist, so dass es hier ähnlich wie beim Anteil der Parteiidentifizierer mittelfristig zu einer Annäherung zwischen Ost und West kommen könnte. Im Ergebnis traten aber auch bei der Bundestagswahl 2009 wieder deutliche Ost-West-Unterschiede auf, die sich auf die unterschiedlichen Sozialisationsbedingungen während der Zeit der Teilung, die Differenzen in der sozio-ökonomischen Situation seit der Vereinigung und in die nach wie vor beträchtlichen Differenzen bezüglich der intermediären Organisationen (Kirchen und Gewerkschaften) zurückführen lassen.

5. Die Bedeutung der Parteiidentifikation im westeuropäischen Vergleich

Die bisherigen Analysen haben gezeigt, dass sich in den alten Ländern nach wie vor mehr als die Hälfte der Bürger im Sinne des sozialpsychologischen Modells mit einer Partei identifizieren. Allerdings ist dieser Anteilswert seit den 1970er Jahren vor allem im Bereich der starken Identifikationen erheblich zurückgegangen und wird vermutlich auch in Zukunft weiter sinken. In den neuen Ländern hat sich der entsprechende Wert seit Mitte der 1990er Jahre nicht mehr substantiell verändert und liegt heute mit etwa 50 Prozent der Wahlberechtigten rund zehn Prozentpunkte niedriger als in Westdeutschland. Diese Gegenüberstellung beider Landesteile ist aufschlussreich, sagt aber zunächst nichts darüber aus, ob die jeweiligen Anteilswerte als hoch oder niedrig gelten müssen. Derartige Fragen lassen sich nur durch den Vergleich mit ähnlichen politischen Systemen klären. Als besonders geeignet für einen solchen Vergleich erscheinen auf Grund der langen gemeinsamen Geschichte sowie der engen wirtschaftlichen, sozialen und politischen Verflechtungen die westeuropäischen Partnerländer, mit denen Deutschland in der Europäischen Union zusammengeschlossen ist. Zudem steht hier mit den von der Europäischen Kommission initiierten Eurobarometer-Studien eine Datenbasis zur Verfügung, die eigens für derartige Analysen entwickelt wurde und bis in die 1970er Jahre zurückreicht2.

Die Verwendung der Eurobarometer-Daten ist allerdings nicht gänzlich unproblematisch: Im Gegensatz zum Politbarometer finden die Erhebungen nicht monatlich, sondern ein- bis dreimal pro Jahr statt. Zudem wird die Parteiidentifikation nicht in jeder Erhebung abgefragt und wurde seit Mitte der 1990er Jahre gar nicht mehr erhoben. Dementsprechend ist die Gefahr, dass aktuelle politische Ereignisse die Messung beeinflussen, viel größer als bei der dichten Politbarometer-Zeitreihe, in der sich zufällige Fehler gegenseitig ausgleichen. Zudem unterscheidet sich der verwendete Fragestimulus zur Messung der Parteiidentifikation mehr oder minder stark von den in den betreffenden Ländern üblicherweise verwendeten Items. Im Falle Deutschlands weichen die mit dem Eurobarometer ermittelten Anteilswerte deshalb um einige Prozentpunkte von den auf der Basis des Politbarometers errechneten Werten ab. Andererseits hat der Eurobarometerdatensatz gegenüber nationalen Studien den Vorteil, dass die verwendeten Items in möglichst identischer Weise in die Sprachen der untersuchten Länder übertragen wurden. Für die Frage nach dem relativen Niveau der Parteiidentifikation in Westeuropa ist der Eurobarometer deshalb wesentlich besser geeignet als nationale Erhebungen, die teilweise sehr unterschiedliche Fragestimuli verwenden, so dass die Ergebnisse kaum miteinander vergleichbar sind.

Abbildung 9 zeigt den Anteil der Parteiidentifizierer in Belgien, Deutschland, Frankreich, Griechenland, Großbritannien, Italien, den Niederlanden, Portugal und Spanien. Entsprechende Daten für Dänemark, Irland (Republik und Nordirland) sowie Luxemburg stehen im Eurobarometer ebenfalls zur Verfügung, wurden aber nicht in die Grafik aufgenommen, um die Darstellung einigermaßen übersichtlich zu halten.

Abbildung 9: Entwicklung des Anteils der Bürger mit einer Parteiidentifikation in ausgewählten Mitgliedsstaaten der EG/EU 1975-1995

 

Im Ergebnis zeigt sich, dass das Niveau der Parteiidentifikation in den meisten Ländern im Zeitverlauf erheblichen Schwankungen unterliegt. Lediglich in den Niederlanden bewegt sich der Anteil der Parteiidentifizierer konstant auf sehr hohem Niveau. Die dramatischen Verschiebungen und insbesondere das sehr gute Abschneiden der neugegründeten Lijst Pim Fortuyn bei der Parlamentswahl von 2002 deuten allerdings darauf hin, dass sich inzwischen auch hier die Parteibindungen gelockert haben dürften.

In Großbritannien und Frankreich hingegen lagen die entsprechenden Anteilswerte bereits in den 1970er Jahren weitaus niedriger als in den Niederlanden und sind seitdem weiter gesunken, während es in Belgien nach den auf den Sprachenstreit zurückgehenden Krisen der 1970er Jahre zunächst zu einer deutlichen Erholung kam, auf die dann ein sehr langsamer Abschwung folgte.

Die alten Bundesländer und Italien nehmen unter den hier betrachteten Ländern eine Mittelstellung ein – der Anteil der Parteiidentifizierer lag hier zunächst höher als in Belgien, Frankreich und Großbritannien, ohne jedoch das niederländische Niveau zu erreichen. Der Rückgang der Parteiidentifikation in den 1980er und 1990er Jahren vollzog sich dann weitgehend parallel zu den Nachbarländern, so dass Italien und Westdeutschland was die Verbreitung von Parteiidentifikationen angeht auch nach heutigem Kenntnisstand im Mittelfeld liegen.

Besonders interessant ist der Vergleich der neuen Bundesländer mit Spanien, Portugal und Griechenland, drei Ländern also, die seit Mitte der 1970er Jahre ebenfalls erst zur (Parteien-)Demokratie zurückfinden mussten. In Portugal und Griechenland erreichte die Verbreitung von Parteiidentifikationen erstaunlicherweise bereits rund zehn Jahre nach dem Ende der jeweiligen Diktatur einen vergleichbar hohen und inzwischen sogar höheren Stand als in der alten Bundesrepublik und in Italien. Spanien hingegen wies in den 1980er Jahren den niedrigsten Anteil an Parteiidentifizierern in der damaligen EG auf. Erst zu Beginn der 1990er Jahre begann die Zahl der parteigebundenen Bürger deutlich zu steigen und erreichte zur Mitte der Dekade den gleichen Stand wie in den neuen Ländern. In gewisser Weise nimmt also auch die ostdeutsche Region eine Mittelstellung ein: Parteiidentifikationen sind zwar seltener als in den Transformationsgesellschaften Griechenlands und Portugals, haben aber bereits unmittelbar nach der demokratischen „Wende“ eine Verbreitung gefunden, wie sie in Spanien erst zehn Jahre nach der Rückkehr zur Demokratie erreicht wurde.

Bedauerlicherweise gehört die Parteiidentifikationsfrage seit 1996 nicht mehr zum Frageprogramm des Eurobarometers. Für die zweite Hälfte der 1990er Jahre und den Beginn des neuen Jahrhunderts liegen deshalb keine vergleichbaren Daten mehr vor.

Abbildung 10: Wahlabsicht zugunsten der eigenen Partei in ausgewählten Mitgliedsstaaten der EG/EU 1989-1994 (kumuliert)

Ähnlich stellt sich die Situation dar, wenn analog zum Vorgehen in Kapitel 1.3 der Grad der Übereinstimmung zwischen Parteiidentifikation und Wahlabsicht untersucht wird (Abbildung 10). Auch hier liegen beide Regionen Deutschlands im Mittelfeld; allerdings ist die Streuung zwischen den untersuchten Ländern generell recht gering. Eine Ausnahme bildet lediglich Spanien, wo die (wie oben gezeigt ohnehin nicht sehr weit verbreiteten) Parteiidentifikationen einen deutlich geringeren Einfluss auf das Wahlverhalten haben als in den übrigen Staaten.

Insgesamt deuten die Ergebnisse darauf hin, dass die Parteien gerade in den etablierten Demokratien Westeuropas (außer den Niederlanden) an Rückhalt in der Bevölkerung zu verlieren scheinen. Dort, wo Parteibindungen vorhanden sind, haben diese aber immer noch einen beträchtlichen Einfluss auf das Wahlverhalten.

Auch in den USA, wo das Konzept der Parteiidentifikation zuerst angewendet wurde, lässt sich seit den 1950er Jahren ein deutlicher Rückgang des Anteils der Parteiidentifizierer nachweisen (Dalton 2000: 25-26). Vergleichbare Trends zeigen sich in den demokratischen Industrieländern außerhalb Westeuropas wie Australien, Japan, Kanada und Neuseeland (Dalton 2000: 26-27). Dennoch bleibt festzuhalten, dass sich in diesen wie in den westeuropäischen Ländern nach wie vor mehr als die Hälfte der Wahlberechtigten mit einer Partei identifiziert, wobei die genauen Anteilswerte wegen der unterschiedlichen Frageformate nur schwer miteinander vergleichbar sind.

Zudem deuten neuere Ergebnisse darauf hin, dass gerade in den USA die Parteiidentifikation seit einiger Zeit wieder an Bedeutung gewonnen hat. Die Zahl derjenigen, die sich als langfristige Anhänger von Demokraten oder Republikanern betrachten, ist seit den 1980er Jahren wieder angewachsen. Zugleich hat – insbesondere bei Präsidentschaftswahlen – der Einfluss der Parteiidentifikation auf die Wahlentscheidung zugenommen (Bartels 2000 , für einen umfassenden Überblick über die Diskussion in den USA vgl. Fiorina 2002).

6. Fazit

Die in diesem Kapitel vorgestellten Analyseergebnisse zeigen, dass die wichtigste Einstellung des sozialpsychologischen Modells für das Wahlverhalten in Deutschland seit den 1970er Jahren langsam aber stetig an Bedeutung verloren hat. Die Zahl der Bürger, die überhaupt eine solche Bindung aufweisen, ist seit dem Beginn der Politbarometeruntersuchungen 1977 erheblich, wenn auch nicht kontinuierlich abgesunken. Zugleich zeigt sich, dass die Stärke der verbliebenen Bindungen ebenso deutlich abgenommen hat. Darüber hinaus bestehen auch rund zwanzig Jahre nach der Wiedervereinigung deutliche Unterschiede zwischen Ost- und Westdeutschland: In den neuen Ländern sind Parteibindungen nach wie vor seltener, im Mittel schwächer ausgeprägt und haben einen etwas schwächeren Effekt auf das Wahlverhalten als in der alten Bundesrepublik. Bislang gibt es wenig Hinweise auf eine fundamentale Abschwächung dieser Differenzen.

In den politischen Entwicklungen der vergangenen Jahre spiegeln sich die Konsequenzen dieser gesunkenen Bedeutung von Parteibindungen wider: Der Rückgang der Wahlbeteiligung, die gestiegene Zahl der Wechselwähler und die zunehmende Ausdifferenzierung des Parteiensystems stehen alle im Zusammenhang mit den oben skizzierten Veränderungen.

Ähnliche Tendenzen wie in der Bundesrepublik lassen sich auch in vielen der westeuropäischen Partnerländer Deutschlands, den USA, Australien, Japan oder Kanada nachweisen. Dennoch hat die PI für diejenigen Bürger, die sich nach wie vor mit einer Partei identifizieren, eine wichtige Orientierungsfunktion. In Deutschland wie in den meisten anderen der hier untersuchten Staaten ist die PI, sofern sie denn vorhanden ist, der wichtigste Prädiktor des Wahlverhaltens. Dies gilt interessanterweise auch und gerade für jene hochgebildeten und gut informierten Bürger, die “eigentlich” keine PI benötigen, um eine Wahlentscheidung zu treffen (Albright 2009). Auch auf der Ebene der politischen Orientierungen lässt sich deshalb abschließend festhalten: “The Party ain’t over yet”.

Literatur

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Weiterführende Literatur

 

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1 Siehe http://www.gesis.org/dienstleistungen/daten/umfragedaten/politbarometer/ .

2 Siehe http://europa.eu.int/comm/public_opinion/ und http://www.gesis.org/en/data_service/eurobarometer/index.htm . Für zwei ältere Analysen von Parteibindungen, die auf dem Eurobarometer basieren vgl. Schmitt 1989 sowie Schmitt und Holmberg 1995, für neuste Ergebnisse Albright 2009.

Isoliert oder gut vernetzt? Eine vergleichende Exploration der Publikationspraxis in der PVS

 

1. Einleitung1

Wie andere wissenschaftliche Disziplinen befasst sich die Politikwissenschaft auch mit ihrer eigenen Entwicklung (siehe zu Deutschland etwa Bleek/Lietzmann 1999; Bleek 2001; Falter/Wurm 2003; Arendes 2004). Die disziplinäre Selbstvergewisserung lenkt die Aufmerksamkeit nicht zuletzt auf wissenschaftliche Publikationen als für moderne Wissenschaft gleichsam konstituierende Faktoren (Hyland 2004: 1). Gerade begutachtete Zeitschriften gelten in der Politikwissenschaft – ähnlich wie in anderen Sozialwissenschaften – zunehmend als Ort wissenschaftlichen Fortschritts. Publikationen und Zitationen in möglichst renommierten Zeitschriften2 versprechen daher einzelnen Forschern und ihren Institutionen Reputation (Merton 1968) und werden als ein Gradmesser wissenschaftlicher Leistungsfähigkeit (Wissenschaftsrat 2008: 8-9) betrachtet, der auch Rekrutierungs- und Finanzierungsentscheidungen zugrunde gelegt wird. In diesem Sinn wurden Publikationen und Zitationen in begutachteten Zeitschriften genutzt, um die Qualität und Leistungsfähigkeit politikwissenschaftlicher Institute in verschiedenen Ländern, darunter in der Bundesrepublik, zu bestimmen (Klingemann 1986; Crewe 1988; Klingemann et al. 1989; Plümper 2003; Hix 2004a, b; Dale/Goldfinch 2005). Ebenso wurde die Bedeutung von Zeitschriftenveröffentlichungen für die Karrierechancen von Politikwissenschaftlern untersucht (Plümper/Schimmelfennig 2007).

Bei allen Unterschieden eint diese Arbeiten eine Grundposition: Zeitschriftenveröffentlichungen werden weitgehend isoliert voneinander betrachtet, gleiches gilt für die Autoren (siehe aber Goodin/Klingemann 1996; Carter/Spirling 2008). Diese Perspektive ist für bestimmte Fragestellungen gut geeignet, verstellt jedoch den Blick auf den Charakter von Wissenschaft als kollektiver Unternehmung.3 Essentiell für wissenschaftlichen Fortschritt ist ein barrierefreier und unvoreingenommener Austausch von Ideen und Erkenntnissen (etwa Merton 1942). Aus dieser Sicht wäre es optimal, wenn eine wissenschaftliche Disziplin sich als sprichwörtliche „kleine Welt“ (etwa Milgram 1967) erwiese: Jedes Mitglied der scientific community kennt die Erkenntnisse und Methoden jedes anderen Mitglieds unmittelbar oder zumindest mittelbar, so dass die Möglichkeit einer wechselseitigen theoretischen, methodologischen und substantiellen Befruchtung besteht. Als dysfunktional müsste es hingegen etwa gelten, wenn Forscher nur die Arbeiten einer bestimmten „Schule“ oder der Mitglieder einer hochspezialisierten Teildisziplin wahrnähmen (etwa Jervis 2002: 188). In diesem Sinne wurde in der deutschen Politikwissenschaft wiederholt die Sorge geäußert, für die als Schritte zum Erkenntnisfortschritt notwendige Differenzierung und Spezialisierung werde mit der „Aufbröselung“ und „Zerfledderung“ der Disziplin ein zu hoher Preis bezahlt (Veen 1982: 7; siehe auch Dogan 1996). Im Vergleich dazu zeigten sich Goodin/Klingemann (1996) in bezug auf die Politikwissenschaft in weltweiter Perspektive eher optimistisch.

In diesem Aufsatz wollen wir einen Beitrag zur Diskussion über die Integration der deutschen Politikwissenschaft leisten. Diesen Gegenstand, der u.a. die Publikationspraxis, den Austausch auf wissenschaftlichen Tagungen und die Nachwuchsrekrutierung einschließt, können wir an dieser Stelle nicht umfassend untersuchen. Wir konzentrieren uns vielmehr auf die kooperative und kommunikative Integration, wie sie in den Beiträgen in der Politischen Vierteljahresschrift (PVS) zu beobachten ist. Es handelt sich dabei um eine Zeitschrift, die in ihrem Selbstverständnis politikwissenschaftlichen Beiträgen aller theoretischen und methodologischen Richtungen und zu allen Teildisziplinen offensteht. Insoweit bietet sie sich als Forum des unvoreingenommenen wissenschaftlichen Austausches und der kommunikativen Integration an. Damit ist jedoch nicht gesagt, dass sie auch tatsächlich als solches genutzt wird (siehe zur Wahrnehmung seitens der DVPW-Mitglieder Faas/Schmitt-Beck 2008). In der Publikationspraxis könnten Forscher durchaus in der PVS nebeneinander publizieren, ohne miteinander zu kommunizieren oder gar zu kooperieren. Im Ergebnis würden die Möglichkeiten, die die PVS als eine general interest-Zeitschrift bietet, nicht genutzt. Um diese Fragen zu klären, untersuchen wir Häufigkeit und Struktur von Ko-Autorschaften und Zitationen in der PVS zwischen 1966 und 2007. Damit wir die Befunde zur PVS besser einordnen und beurteilen können, haben wir, wie im nächsten Abschnitt dargelegt, zusätzlich drei weitere internationale Zeitschriften untersucht.

2. Untersuchungsgegenstand, Daten und Methoden4

Unsere explorative Analyse verfolgt das Ziel, die kooperative und kommunikative Integration in den Beiträgen zur PVS untersuchen. Dazu betrachten wir zwei verschiedene, aber verwandte Phänomene: Zitationen und Ko-Publikationen.5 Zitationen indizieren generell eine intellektuelle Beziehung zwischen zitierender und zitierter Quelle (Lin/Kaid 2000: 145). Aus einer Zitation als solcher lässt sich jedoch wenig mehr ablesen als die schiere Kenntnisnahme der zitierten Quelle, was nicht zuletzt mit den verschiedenen Funktionen von Zitationen in der wissenschaftlichen Kommunikation zusammenhängt (etwa Dubois 1988). Eine Quelle kann zustimmend oder kritisch zitiert werden; auf sie kann um der intellektuellen Redlichkeit willen oder aus strategischem Kalkül Bezug genommen werden, sie kann wegen ihrer herausragenden wissenschaftlichen Qualität, wegen der Reputation des Autors, wegen persönlicher Beziehungen zum Verfasser oder auch zum Zwecke der Eigenwerbung erwähnt werden (z.B. Merton 1968; Brooks 1988). Die Aussagekraft von Zitationen ist also begrenzt. Trotz der aufgezeigten Ambiguitäten erscheint es sinnvoll, Zitationen als einen Indikator für das Fehlen unüberwindbarer Hürden zwischen der zitierten und der zitierenden Quelle aufzufassen.

Ko-Autorschaften implizieren persönlichen Kontakt und aktive Kooperation zwischen Wissenschaftlern. Sie setzen eine gewisse gegenseitige Wertschätzung voraus und gehen in der Regel einher mit einer intensiven intellektuellen Auseinandersetzung. Ko-Autorschaften können daher als ein besserer Indikator für wissenschaftlichen Austausch gelten als Zitationen (Peters/van Raan 1991; Norris 1993). Allerdings sind auch der Aussagekraft dieses Indikators Grenzen gesetzt. So ist nicht gesichert, dass substantielle Beiträge zu Publikationen mit einer Ko-Autorschaft honoriert werden (Heffner 1979; Chandra et al. 2006). Überdies können Kooperationen unterschiedlichen Motiven entspringen und verschiedenen Mustern folgen (Melin 2000; Hara et al. 2003; MLA Task Force 2006: 56).

Eine Kooperation ist – wie unsere knappe Skizze verdeutlicht hat – wesentlich voraussetzungsreicher als eine Zitation. Daher nehmen wir an, dass Zitationen erheblich häufiger vorkommen als Ko-Autorschaften. Zugleich ist es eine offene Frage, inwieweit die Kooperations- und Zitationsnetzwerke einander ähneln oder sich unterscheiden. Es könnten in beiden Hinsichten ähnliche Muster eines auf enge Zirkel beschränkten Austausches auftreten. Sollten diese Zirkel auf beiden Ebenen sogar dieselben Personen umfassen, könnte man nicht nur von Hemmnissen für den innerdisziplinären Austausch sprechen, sondern es läge auch nahe, von Zitierkartellen zu sprechen. Ebensogut kann die empirische Analyse in bezug auf Zitationen und Ko-Autorschaften unterschiedliche Muster zutage fördern. Beispielsweise könnten Wissenschaftler eng über Zitationen verknüpft sein, aber praktisch nicht kooperieren.

Die Daten zum Zitations- und Kooperationsverhalten in der PVS basieren auf einer Auswertung des von Thomson/Reuters vertriebenen Social Science Citation Index (SSCI), in dem die PVS seit 1966 erfaßt wird. Von vergleichbaren Projekten wie etwa Solis unterscheidet sich der SSCI unter anderem dadurch, dass er nicht nur Daten zu einzelnen Artikeln, sondern auch die Zitationsbeziehungen zwischen diesen Artikeln erfaßt, sofern die zitierende und die zitierte Zeitschrift beide im Index enthalten sind. Mit Hilfe der von uns entwickelten Software lassen sich aus diesem Beziehungsgeflecht Aussagen zum Kooperations- und Zitationsverhalten in der PVS ableiten, die dann mit Hilfe netzwerkanalytischer Methoden untersucht werden können.

Dabei ist festzuhalten, dass der SSCI keine unproblematische Datenquelle darstellt. Zum einen werden Monographien sowie Beiträge in Sammelbänden und einer Vielzahl kleinerer Zeitschriften vollständig ausgeblendet. Zum anderen sind die Informationen im SSCI bei näherer Betrachtung häufig unvollständig, inkorrekt oder zumindest inkonsistent. Beispielsweise fehlen (insbesondere natürlich bei Zitationen von Artikeln, die im Erscheinen begriffen sind) oft Angaben zu Seitenzahlen und Jahrgängen. In anderen, weitaus häufigeren Fällen werden für die Namen von Zeitschriften variierende Abkürzungen verwendet und Vornamen von Autoren wahlweise ausgeschrieben oder in kreativer Weise abgekürzt.

Das erste dieser beiden Probleme ist grundsätzlicher Natur: Im sozialwissenschaftlichen Bereich gibt es momentan trotz einiger vielversprechender Ansätze keine Alternative zum SSCI. Die Auswirkungen des zweiten Problems versuchen wir durch eine pragmatische Analysestrategie abzumildern, indem wir uns auf die Auswertung möglichst eindeutiger Informationen aus dem SSCI konzentrieren. Konkret heißt dies u.a., dass wir Angaben zu Seitenzahlen, Heftnummern und Jahrgängen ignorieren und die Namen der Autoren normalisieren, indem wir nur den Familiennamen sowie den Anfangsbuchstaben des ersten Vornamens erfassen.6 Im Sinne unserer Forschungsfrage ist dies eine konservative Strategie, die in seltenen Fällen dazu führen könnte, dass verschiedene Artikel bzw. Personen mit identischem Familiennamen und ähnlichen Vornamen irrtümlich zusammengefaßt werden, was zu einer (sehr moderaten) Überschätzung der Kohärenz politikwissenschaftlicher Forschung führen würde.

Um die Befunde zur PVS besser beurteilen zu können, betrachten wir zusätzlich Kooperations- und Zitationsmuster in drei weiteren vergleichbaren Zeitschriften. Wir untersuchen zum einen die Österreichische Zeitschrift für Politikwissenschaft (ÖZP), die seit 1971 von der Österreichischen Gesellschaft für Politikwissenschaft herausgegeben wird. Wie die PVS ist sie die Zeitschrift einer nationalen Vereinigung von Politikwissenschaftlern im deutschsprachigen Raum. Als zweiten Referenzpunkt haben wir Political Studies (PS) gewählt. PS erscheint seit 1950 und wird von der britischen Political Studies Association, der mitgliederstärksten britischen Vereinigung von Politikwissenschaftlern herausgegeben. Ein wesentlicher Unterschied zwischen PS auf der einen und PVS und ÖZP auf der anderen Seite liegt im Verbreitungsgebiet, da PS auf Englisch und damit in der zur lingua franca der Politikwissenschaft avancierten Sprache erscheint. Allerdings gilt PS – nach unterschiedlichen Maßstäben – nicht als eine der weltweit führenden politikwissenschaftlichen Zeitschriften (Garand/Giles 2007: 296; Plümper 2007). Um zu prüfen, ob die Muster des wissenschaftlichen Austauschs in Spitzenzeitschriften anders aussehen als in PVS, ÖZP und PS, haben wir drittens zum Vergleich auch die Publikationspraxis im British Journal of Political Science (BJPS) untersucht. BJPS erscheint seit 1970 und hat sich als eines von wenigen nicht-amerikanischen Periodika unter den weltweit bedeutendsten politikwissenschaftlichen Zeitschriften etabliert. Da es sich wie bei PS um eine britische Zeitschrift handelt, sind die Ergebnisse leichter vergleichbar, als wenn wir eine amerikanische Spitzenzeitschrift als Vergleichsmaßstab heranzögen.7

Zur Analyse von Kooperations- und Zitationsbeziehungen bedienen wir uns der Methoden, die für die Untersuchung sozialer Netzwerke entwickelt wurden (zur Einführung siehe etwa Scott 2000, De Nooy et al. 2005, Knoke/Yang 2008). Die Autoren, die in den vier Zeitschriften publizieren, bilden die Knoten der von uns analysierten Netzwerke und Subnetzwerke. Zitationen stellen eine gerichtete, Kollaborationen eine ungerichtete Verbindung zwischen zwei Knoten her. Um die Analyse übersichtlich zu halten, betrachten wir in der quantitativen Analyse nicht jede individuelle Zitation (etwa Hyland 2004) bzw. Kollaboration, sondern lediglich das Faktum der Erwähnung bzw. der Zusammenarbeit zwischen zwei Autoren. Ob ein Autor einmal oder mehrmals, zustimmend oder kritisch erwähnt wird, unterscheiden wir nicht; ebensowenig untersuchen wir die stilistische Gestaltung von Zitationen (etwa Dubois 1988) oder die Häufigkeit der Zusammenarbeit.8

-Abbildung 1 etwa hier-

Kleinere Netzwerke lassen sich vergleichsweise leicht visualisieren und per Augenschein analysieren. Bei den von uns betrachteten Publikationsnetzwerken mit jeweils mehreren hundert Knoten ist dies jedoch nicht mehr möglich. Wir konzentrieren uns deshalb auf die quantitative Analyse und auf die Identifikation von Subnetzwerken. Das wichtigste Konzept, dessen wir uns dabei bedienen, ist das der „Komponente“ (De Nooy et al. 2005: 66-70). Bei einer Komponente handelt es sich schlicht um einen Teil des Netzwerkes, in dem es möglich ist, von jedem beliebigen Knoten zu jedem anderen beliebigen Knoten zu gelangen. Abbildung 1 illustriert die Bedeutung des Konzeptes: Das fiktive Netzwerk von sieben Autoren zerfällt in drei Komponenten. Im Fall der ersten Komponente ist dies sehr leicht zu erkennen, da zwischen den Autoren 1, 2 und 3 alle theoretisch denkbaren Verbindungen realisiert sind. In Komponente 2 sind die Autoren 5 und 6 jeweils mit Autor 4 verbunden, so dass diese drei Personen ebenfalls eine Komponente bilden, obwohl zwischen 5 und 6 keine direkte Verbindung besteht. Autor 7 schließlich ist von allen anderen Personen isoliert und bildet deshalb eine Komponente für sich.

In Abbildung 1 handelt es sich um ein Kooperationsnetzwerk, d.h. die Verbindungen zwischen den Knoten sind ungerichtet. In Zitationsnetzwerken hingegen spielt die Verbindungsrichtung eine Rolle. Deshalb lassen sich hier „schwache“ von „starken“ Komponenten unterscheiden. Letztere betrachten nur solche Subnetzwerke als verbunden, in denen es unter Beachtung der Verbindungsrichtung möglich ist, von jedem beliebigen Knoten aus jeden anderen Knoten zu erreichen. Starke Komponenten setzen folglich eine sehr enge wechselseitige Verknüpfung voraus, die in Zitationswerken nur selten zu beobachten ist. In unseren Auswertungen konzentrieren wir uns deshalb auf schwache Komponenten, für deren Konstituierung die Richtung der Verbindung keine Rolle spielt.

-Abbildung 2 etwa hier-

Die Aufteilung eines Netzwerkes in Komponenten stellt in der Regel nur den ersten Schritt der Analyse dar. Zur Identifikation zentraler Knoten innerhalb einer Komponente stehen im wesentlichen drei Maße zur Verfügung. Die einfachste dieser Kennziffern ist der Grad ((in-)degree) eines Knotens, d.h. die Zahl der Autoren, mit denen eine Person zusammenarbeitet bzw. von denen er oder sie zitiert wird. Für unsere Fragestellung wichtiger sind jedoch zwei alternative Maße, nämlich die „closeness centrality“ und vor allem die „betweenness centrality“ (de Nooy et al. 2005: 123-132). Letztere vermittelt einen Eindruck davon, wieviele der Verbindungen innerhalb einer Komponente über eine bestimmte Autorin bzw. einen Autor vermittelt sind.

Darüber hinaus ist es sinnvoll, große Komponenten in kleinere Subgruppen („Cliquen“) zu zerlegen. Die Zahl der in der Literatur vorgeschlagenen Methoden zur Definition und Identifikation solcher Subgruppen (N-Cliquen und –Clans, K-plexes und –Cores, F-Groups etc.) ist kaum überschaubar. Die meisten dieser Definitionen setzen eine relativ hohe Netzwerkdichte voraus, die in den von uns analysierten Daten nicht zu erwarten (und auch nicht zu finden) ist. Im folgenden konzentrieren wir uns deshalb auf das Konzept der Dreieckskonnektivität, das sich in jüngster Zeit für die Analyse großer Netzwerke als sehr nützlich erwiesen hat und in der Lage ist, große Subgruppen („Schulen“, „Ansätze“ etc.), die im Vergleich zu ihrer Umgebung relativ stark integriert sind, zu aufzuspüren.

Zur Anwendung dieses Verfahrens werden zunächst alle sogenannten „3-Ringe“ identifiziert (vgl. für das folgende Achmed et al. 2007). Ein solcher Ring besteht aus drei Personen, die alle direkt miteinander verbunden sind, d.h. es handelt sich um eine vollständige ungerichtete Triade, die ein „Dreieck“ bildet. Dieser Verbindungstyp repräsentiert eine intensive intellektuelle Austauschbeziehung innerhalb einer Subgruppe.9

Anschließend wird jeder Verbindungslinie im Netzwerk die Zahl der Dreiecke, denen sie angehört, als Wert zugewiesen, um besonders wichtige Verbindungen im Netzwerk zu identifizieren, die eine kohärente Subgruppe von Personen zusammenhalten. Im nächsten Schritt wird dann jeder Person der maximale Wert der Verbindungen zugeordnet, an denen sie partizipiert. Auf diese Weise erhält man auf der Individualebene einen Indikator für die (lokale) Integration in das Wissensnetzwerk. Abschließend wird dann nach zusammenhängenden Gruppen von Personen gesucht, die alle ein Mindestmaß an Integration aufweisen. Hierzu verwenden wir den sogenannten Island-Algorithmus.10

Abbildung 2 illustriert das Verfahren für ein fiktives Netzwerk von sieben Autoren, die durch insgesamt 10 Beziehungen miteinander verbunden sind. Sechs der Autoren sind durch Dreiecksbeziehungen miteinander verknüpft, während der siebte (G) eine Randstellung einnimmt, da er nicht in einen Ring eingebunden ist. Unter den neun verbleibenden Beziehungen sind drei von besonderer Bedeutung, da sie zwei Ringen angehören: DE, CE und BC. Dementsprechend bilden die vier Autoren B, C, D und E eine besonders dicht verknüpfte Subgruppe innerhalb des Netzwerkes, während A, F und insbesondere G an der Peripherie des Netzwerkes liegen. Im Beispiel läßt sich dies auch per Augenschein erkennen. Für die Analyse von Komponenten mit mehr als einem Dutzend Mitgliedern ist ein stärker formalisierter Zugriff jedoch unverzichtbar.

3. Empirische Befunde

3.1 Ko-Autorschaften

Wie Tabelle 1 zeigt, wurden im Beobachtungszeitraum 647 Aufsätze in der PVS veröffentlicht. Rund vier von fünf Aufsätzen wurden von einzelnen Autoren verfasst, während zu 17 Prozent der Beiträge mindestens zwei Verfasser beisteuerten. Gemeinsam verfasste Beiträge sind somit beileibe nicht das vorherrschende Muster im wichtigsten politikwissenschaftlichen Periodikum in Deutschland. Darin ähnelt die PVS sehr deutlich ihrer österreichischen Schwesterpublikation, in der sich 18 Prozent in Ko-Autorschaft verfasste Beiträge finden, wie auch der britischen PS mit 19 Prozent Gemeinschaftsproduktionen. Eine Ausnahmestellung nimmt in dieser Hinsicht das BJPS ein, in dem mit 44 Prozent beinahe die Hälfte aller Beiträge von mindestens zwei Autoren verfasst wurde. Aus der umgekehrten Perspektive bestätigt sich dieser Befund: rund zwei Drittel der Autoren im BJPS arbeiteten an Ko-Produktionen mit, während in den drei anderen Publikationen etwa 40 Prozent der Autoren zu solchen Gemeinschaftswerken beitrugen. Gemessen an den Werten in den Naturwissenschaften ist freilich selbst der Anteil im BJPS eher niedrig (Newman 2001, Glänzel 2002).

Der Blick auf die gesamte Untersuchungsperiode verstellt den Blick auf interessante Entwicklungen zwischen 1970 und dem Beginn des 21. Jahrhunderts. 1970 lag die durchschnittliche Zahl von Autoren pro Beitrag in der PVS und den beiden britischen Zeitschriften unter 1,2, in der ÖZP mit 1,3 etwas darüber. Bei allen betrachteten Periodika stieg dieser Wert bis ins Jahr 2007 an, allerdings in unterschiedlichem Maße. In der ÖZP hat er sich kaum merklich auf 1,4 erhöht. Damit rückte sie, die 1970 noch das Feld anführte, an dessen Ende. Bei PVS und PS stieg die durchschnittliche Autorenzahl auf knapp unter 1,6, bei der BJPS sogar auf etwa 1,8. Damit ähnelt das BJPS den drei in dieser Hinsicht führenden amerikanischen politikwissenschaftlichen Zeitschriften American Political Science Review, American Journal of Political Science und Journal of Politics. Dagegen ähneln PVS und PS diesen Publikationen in deren Ausgaben aus den achtziger und neunziger Jahren, während die ÖZP eher an die drei amerikanischen Zeitschriften in den siebziger und achtziger Jahre erinnert (Fisher et al. 1998: 851; Chandra et al. 2006: 3).

Über die Gründe für die unterschiedlichen Entwicklungen können wir an dieser Stelle nur spekulieren. Zu einem gewissen Teil könnte die wachsende Bedeutung von Ko-Publikationen mit der steigenden Zahl potentieller Ko-Autoren im Zuge der Etablierung und Expansion des Faches, also der Einrichtung zusätzlicher Professuren, der wachsenden Zahl von Absolventen und Promovierten, zusammenhängen (Arendes 2004: 193). Neben veränderten disziplinären Normen und institutionellen Publikationsanreizen könnte zudem die Notwendigkeit wissenschaftlicher Arbeitsteilung eine Rolle spielen. So könnte etwa das Vordringen zunehmend anspruchsvollerer empirischer Analysen dazu beigetragen haben, weil diese spezielle Kenntnisse, Fähigkeiten sowie entsprechende Hard- oder Software erfordern (Fisher et al. 1998; Melin 2000).

– Tabelle 1 etwa hier –

Betrachten wir die Struktur der Ko-Publikationen, wird deutlich, dass in der PVS Ko-Autorschaften nicht nur selten, sondern auch auf kleine Autorenteams und wenige Beiträge beschränkt sind. Die identifizierten 213 Ko-Autoren gehören zu 78 Ko-Autorennetzwerken (=Komponenten, vgl. Abschnitt 2), die im Median aus zwei Personen bestehen. Ko-Autoren publizieren in den meisten Fällen nur einen Beitrag in dieser Zeitschrift gemeinsam; lediglich fünf von 183 Autordyaden publizierten einen zweiten Beitrag in der PVS.

-Abbildung 3 etwa hier-

Wählt man als Kriterium zur Abgrenzung relevanter Kooperationsnetzwerke eine Zahl von mindestens sechs Mitgliedern, finden sich in der PVS drei, vergleichsweise kleine Komponenten.11 Eine davon enthält ein Dreieck um Markus Klein, der zwei Beiträge mit Bürklin und Ruß und daneben noch drei weitere Aufsätze mit unterschiedlichen Ko-Autoren in der PVS veröffentlicht hat. Die zweite Komponente umfasst wiederum eine Autorentriade, die einen gemeinsamen Aufsatz veröffentlicht hat, und drei weitere Verfasser (Castles, Leibfried, Obinger), die drei Aufsätze mit zwei Mitgliedern des Dreiecks publiziert haben. Im Zentrum12 der größten, aber nicht sehr dichten Komponente schließlich steht Franz Urban Pappi, der etliche Beiträge in der PVS veröffentlicht hat. Interessanterweise lassen sich die Autoren in diesen vergleichsweise umfangreichen Komponenten allesamt der empirischen Forschung zuordnen, während Forscher auf dem Gebiet der politischen Theorie nicht in größere Netzwerke eingebunden sind.

Ähnlich wie in der PVS sind in der ÖZP 83 Komponenten vorzufinden, und auch hier bilden Kooperationspartnerschaften, die sich auf mehr als einen Artikel erstrecken, die große Ausnahme. Allerdings finden sich hier immerhin acht Komponenten aus mindestens sechs Autoren (vgl. Abbildung O-1 im Online-Anhang zu diesem Beitrag). Dies erklärt sich partiell daraus, dass in der ÖZP generell mehr Aufsätze mit mindestens vier Autoren veröffentlicht werden, die somit Kerne größerer Strukturen bilden können. Bestes Beispiel dafür ist ein Beitrag von Daldos et al. mit sechs Autoren. Daneben fällt ein Netzwerk ins Auge, das dadurch entstand, dass drei Autoren von Lachnit et al. mit anderen Autoren bzw. Mitgliedern anderer Netzwerke gemeinsam publizierten. Im Zentrum13 zweier weiterer Netze stehen mit Hans Heinz Fabris und Emmerich Tálos zwei Autoren, die 11 bzw. 12 Artikel in der ÖZP veröffentlicht haben. Diese Beispiele stehen auch stellvertretend für die immerhin 59 Autoren, die in der ÖZP zwischen drei und zwölf Aufsätze veröffentlichten. Für die PVS ist es hingegen höchst ungewöhnlich, wenn ein Autor mehr als einen einzigen Aufsatz in der Zeitschrift publiziert. In der individuellen Produktivität innerhalb dieses Periodikums unterscheidet sich die ÖZP somit deutlich von ihrer deutschen Schwester.14

Die beiden Zeitschriften trennt jedoch nicht nur dieses Merkmal. Vielmehr zeigt sich bei einer simultanen Analyse der ÖZP- und PVS-Daten, dass zwischen den Ko-Publikationsnetzwerken der jeweils führenden Fachzeitschriften der Nachbarländer praktisch keine Verbindung besteht. Obwohl Österreich und Deutschland keine Sprachgrenze trennt, scheint zwischen Politikwissenschaftlern beider Länder eine Kooperationsgrenze zu liegen. Damit werden Potentiale, die länderübergreifende Zusammenarbeit eröffnen könnte, nicht genutzt. Dieses Muster steht in Einklang mit der vergleichsweise geringen Offenheit der österreichischen und deutschen Arbeitsmärkte für Politikwissenschaftler (Armingeon 1997).

Noch deutlicher unterscheidet sich die PVS allerdings von den beiden britischen Zeitschriften, in denen mehr, größere und dichtere Kooperationsnetzwerke zu beobachten sind. In PS und BJPS finden sich 161 bzw. 165 Kooperationsnetzwerke. Ähnlich wie in der PVS und der ÖZP umfassen sieben Netzwerke in PS mindestens sechs Mitglieder, in BJPS sind es mit 17 deutlich mehr. Die drei größten Netzwerke in PS sind mit 16, 19 bzw. 21 Autoren aber wesentlich umfangreicher und zugleich dichter als ihre deutschen und österreichischen Pendants (vgl. Abbildung O-2 im Online Anhang). Besonders augenfällig ist die intensive Kooperation der empirischen Forscher Ron Johnston, Charles Pattie, Patrick Seyd und Paul Whiteley. Allein Johnston und Pattie haben fünf gemeinsame Artikel in PS veröffentlicht. In BJPS lassen sich sogar sieben Netzwerke mit 15 bis 48 Mitgliedern entdecken (vgl. Abbildung O-3 im Online-Anhang). Im Zentrum eines dieser produktiven Netzwerke stehen wiederum Johnston und Pattie, die im BJPS 11 gemeinsame Artikel veröffentlicht haben.

– Abbildung 4 etwa hier –

BJPS und PS können als die beiden führenden britischen general interest Zeitschriften gelten. Es liegt deshalb nahe, die Daten beider Zeitschriften zusammenzuführen, um einen Gesamteindruck von der Publikationspraxis in der britischen Politikwissenschaft zu gewinnen. In dieser neuen Betrachtungsweise ergeben sich 257 Ko-Autorennetzwerke. Die meisten davon sind sehr klein, aber immerhin 272 der 964 Ko-Autoren sind in vier größere Komponenten eingebunden. Zwei davon sind mit 21 bzw. 29 Mitgliedern mittelgroß, während die beiden anderen mit 77 bzw. 145 Personen deutlich umfangreicher als alle bisher betrachteten Strukturen sind. Wie Abbildung 4 deutlich macht, zeichnet sich das größte Netzwerk nicht durch eine sehr dichte Struktur aus. Vielmehr besteht es aus vier Subnetzwerken, die von einer schmalen Kette zusammengehalten werden. Würde man aus der von Helen Margetts bis Warren Miller reichenden Kette (in der Abbildung dunkel hervorgehoben) auch nur einen Autor entfernen, blieben zwei oder drei mittelgroße Komponenten übrig. Es fällt zudem auf, dass mit Johnston und Pattie die beiden produktivsten Autoren nicht zur größten Struktur gehören, sondern im Zentrum eines von mehreren lose verkoppelten Subnetzwerken der zweitgrößten stehen. Trotz der im Vergleich höheren Kooperationsdicht scheint es also auch in der britischen Politikwissenschaft Spielraum für eine weitere Integration zu geben.

Zusammenfassend läßt sich festhalten, dass in den beiden britischen Zeitschriften Ko-Autorschaften eine wesentlich gewichtigere Rolle spielen als in der PVS und der ÖZP. Zugleich sind selbst diese politikwissenschaftlichen Kooperationsnetzwerke klein und fragil im Vergleich zu jenen in Naturwissenschaften. So weist Newman (2001) in einer Analyse von Ko-Autorschaften in der Physik, der Computerwissenschaft, biomedizinischer Forschung und anderen Naturwissenschaften ‘Riesenkomponenten’ nach, die zwischen 57 und 93 Prozent aller Autoren umfassen. Im Fall der beiden britischen Zeitschriften waren es lediglich 15 Prozent. In den Naturwissenschaften ist die größte Komponente zudem typischerweise über 200mal größer als die zweitgrößte, in den von uns betrachteten Fällen war sie höchstens rund zweimal so groß. Auch wenn man berücksichtigt, dass in den Analysen zu den Naturwissenschaften weltweit alle relevanten Zeitschriften einflossen, spricht der Vergleich dafür, dass in den politikwissenschaftlichen Publikationen umfangreiche, dichte und dauerhafte Kooperationspartnerschaften eine verschwindend kleine Rolle spielen. Gemessen an den Kooperationsnetzwerken in den Naturwissenschaften, kann die in Zeitschriften publizierte politikwissenschaftliche Forschung kaum als wohlintegriert gelten, sondern erscheint vielmehr hochgradig fragmentiert. Dies gilt für die PVS und die ÖZP in noch stärkerem Maße als für ihre beiden britischen Pendants.

Dieses Resultat dürfte kein Artefakt der auf wenige nationale Zeitschriften beschränkten Auswahl sein, da eine (vorläufige) Analyse aller im SSCI enthaltenen politikwissenschaftlichen Zeitschriften für den Zeitraum zwischen 2000 und 2007 zu sehr ähnlichen Folgerungen führt (nicht ausgewiesen). Dieser Befund spricht auch dafür, dass weder sprachliche Barrieren noch geographische Distanzen die für die PVS wie die anderen nationalen Zeitschriften vorgefundenen Ergebnisse erklären können. Eher scheint es sich um ein generelles Charakteristikum politikwissenschaftlicher Forschung zu handeln.

3.2 Zitationen

In den betrachteten Zeitschriften finden wir durchschnittlich 38 Zitationen pro Beitrag, wobei sich über die Zeit ein steigender Trend erkennen lässt. Gleichzeitig nehmen nur sehr wenige Zitationen auf Artikel in der jeweiligen Zeitschrift Bezug. In der PVS beziehen sich 2,3% der Zitationen auf Aufsätze in dieser Zeitschrift. Damit liegt die PVS zwischen ÖZP mit 0,4% und PS mit 1% auf der einen Seite und dem BJPS mit 3,6% – und einem deutlich steigenden Trend hin zu 5% in den neunziger Jahren – auf der anderen Seite. Interne Zitationen spielen somit eine deutlich nachrangige Rolle. Dies kann als ein Hinweis darauf gewertet werden, dass die ausgewählten Periodika als general interest journals nur in begrenztem Maße als Foren des intensiven intellektuellen Austausches dienen.

Betrachten wir nun die Zitationen ein wenig genauer. Von den 594 Autoren, die in der PVS publizierten, zitierten 240, also rund 40%, zumindest einen anderen PVS-Aufsatz. In rund 10% (26) der Fälle handelt es sich dabei um eine Selbst-Zitation. Aus der umgekehrten Perspektive zeigt sich, dass 46% und damit knapp die Hälfte der Autoren (mit ihren PVS-Arbeiten) von niemandem zitiert wurden. 22% wurden von einem anderen Autor zitiert, 18% von zwei bis vier PVS-Verfassern. Die übrigen 24 Autoren wurden von mindestens fünf und maximal 21 PVS-Autoren zitiert. An der Spitze des Feldes finden sich Fritz W. Scharpf, Markus Klein, Hans-Dieter Klingemann, Max Kaase und Franz Urban Pappi mit Zitationen von 13, 14, 17, 18 bzw. 21 anderen PVS-Autoren.

– Abbildung 5 etwa hier –

Lassen die Zitationen Strukturen erkennen? Dazu betrachten wir zunächst die Netzwerke, die sich ergeben, wenn man wechselseitige Zitationen als Aufnahmekriterium verwendet. Es finden sich drei Autorenpaare, die ihre Arbeiten wechselseitig zitieren (Armingeon und Merkel, Gehring und Zürn, Stoiber und Thurner). Daneben ist eine umfangreichere Struktur aus elf Autoren zu erkennen (Abbildung 5). Ein Teil dieser Struktur resultiert aus einer in der PVS ausgetragenen Kontroverse zwischen Bürklin, Klein und Ruß auf der einen Seite und Klingemann und Inglehart auf der anderen Seite. Interessanter ist der Rest dieser Struktur. Im Zentrum stehen mit Hans-Dieter Klingemann, Max Kaase und Franz Urban Pappi drei Pioniere der Politischen Soziologie in der Bundesrepublik. Bemerkenswerterweise waren wie sie auch andere Mitglieder dieses Netzwerkes an der Universität Mannheim beschäftigt. Das gilt für Manfred Berger, Wolfgang Gibowski und Dieter Roth genauso wie in jüngerer Zeit für Susumu Shikano. In den Zitationen in der PVS erscheint Mannheim somit als ein Zentrum der politikwissenschaftlichen Forschung in Deutschland, dessen Mitglieder die Arbeiten ihrer lokalen Kollegen aufmerksam zur Kenntnis nehmen und öffentlich diskutieren.15

-Abbildung 6 etwa hier-

Betrachtet man nicht wechselseitige, sondern einseitige Zitationen als Einschlusskriterium, ergibt sich ein differenzierteres Bild (vgl. Abbildung 6, die Größe der Knoten ist hier proportional zur Zahl der eingehenden Zitationen). Neben einer ganzen Reihe kleiner und relativ uninteressanter Komponenten lässt sich ein größeres Netzwerk erkennen, das mit 171 Mitgliedern rund 70 Prozent der Autoren umfaßt. Diese Komponente repräsentiert die wichtigsten Akteure in der wissenschaftlichen Debatte, die innerhalb der PVS ausgetragen wird. Innerhalb dieses Netzwerkes lassen sich wiederum durch die Anwendung des oben vorgestellten Island-Algorithmus drei interessante Subgruppen identifizieren, deren Mitglieder untereinander durch aktive oder passive Zitation nach dem Prinzip der Dreiecks-Konnektivität (vgl. Abschnitt 2) verbunden sind. Das größte und dichteste Subnetz besteht aus 47 Wissenschaftlern, die sich im weiteren Sinne der empirischen Politischen Soziologie zuordnen lassen. Dessen Kern bilden wiederum jene Autoren, die das oben beschriebene Netz aus wechselseitigen Zitationen konstituieren. Eine zweite Gruppe besteht aus Wissenschaftlern aus dem Bereich der Internationalen Beziehungen mit einem gemeinsamen Interesse an der Europäischen Integration. Eine dritte Gruppe aus elf Autoren ist weniger homogen. Ein genauerer Blick zeigt, dass diese Gruppe sich allein der Tatsache verdankt, dass Thomas Plümper fünf Aufsätze zu drei unterschiedlichen Teilgebieten (Methoden, politische Ökonomie, Stand der Disziplin) in der PVS publiziert hat, die auf andere Beiträge in der PVS Bezug nehmen oder von diesen zitiert werden. Bemerkenswert ist darüber hinaus, dass mit Fritz Scharpf einer der am häufigsten zitierten PVS-Autoren keiner der drei genannten Gruppen zuzuordnen ist.

Aus der Definition der „Inseln“ ergibt sich, dass ein einzelner Autor stets nur einer bzw. keiner dieser stark verdichteten Großgruppen angehören kann. Um zu differenzierteren Aussagen über die individuelle Integrationsfähigkeit der PVS-Autoren zu gelangen, betrachten wir deshalb die Zahl der Triaden bzw. 3-Ringe, denen ein Verfasser angehört.16 Hinter dieser Vorgehensweise steckt die altbekannte Vorstellung, dass besonders einflußreiche Personen einer Vielzahl von „Cliquen“ (in diesem Falle Triaden) angehören (Kappelhoff 1986: 46). An der Spitze der Hierarchie stehen nach diesem Kriterium wiederum Franz-Urban Pappi und Hans-Dieter Klingemann, gefolgt von Markus Klein.

Abschließend haben wir die Autorenkomponente in Bi-Komponenten zerlegt, um potentielle intellektuelle „Gatekeeper“ zu identifizieren. Eine Bi-Komponente ist ein Subnetzwerk mit mindestens drei Mitgliedern, innerhalb dessen es keine Person gibt, die den Informationsfluß monopolisieren könnte. Anders gewendet existieren innerhalb von Bi-Komponenten eine Vielzahl von Verbindungen, die den Ausfall einer einzelnen Person kompensieren könnten (de Nooy et al. 2005: 141). Trotz unserer konservativen Definition von „Informationsfluß“ – auch hier ignorieren wir die Richtung der Zitationsbeziehungen – zeigt sich wiederum eine relativ starke Fragmentierung des Zitationsgeflechtes in der PVS. Rund 38% (64) der Autoren innerhalb der großen Komponente gehören keiner Bi-Komponente an. Diese Autoren befinden sich in den kettenartigen Außenbereichen von Abbildung 6 und sind kaum in die wissenschaftliche Diskussion innerhalb der PVS integriert. Daneben existieren eine große (55%) sowie drei kleine Bi-Komponenten, denen jeweils nur eine Handvoll Personen angehört. Letztere sind durch Scharpf, Kaase und Rattinger mit der größeren Bi-Komponente verbunden. Angesichts der sehr überschaubaren Fallzahlen scheint es jedoch übertrieben, die drei genannten Forscher allein auf Grund dieser Tatsache als „Gatekeeper“ zu betrachten.

Die ÖZP unterscheidet sich deutlich von der PVS. Nur 70 Autoren, was etwa 10% entspricht, werden zitiert oder zitieren andere ÖZP-Aufsätze. Unter diesen zitiert mit 21% ein doppelt so hoher Anteil wie unter den PVS-Autoren eigene Arbeiten. Schließt man diese Selbstzitate aus, finden sich unter den 70 Verfassern lediglich 4%, die nicht von einem anderen Aufsatz in der ÖZP zitiert werden. 74% werden ein- oder zweimal zitiert, 6% dreimal, und 14% vier- oder fünfmal. An der Spitze stehen in diesem Fall Wolfgang Müller, Peter Pernthaler und Christian Laireiter. Anders als in der PVS erbringt eine weiterführende Analyse keine interessanten Aufschlüsse über Zitationsstrukturen. Betrachtet man schwache Komponenten, ist ein etwas größeres Netz aus 16 Personen erkennbar, das jedoch zu einem großen Teil darauf beruht, dass Mitglieder des Autorenteams um Laireiter eigene Arbeiten zitierten. Legt man das härtere Kriterium wechselseitiger Zitation an, ist praktisch überhaupt keine Struktur erkennbar. Ins Auge fallen lediglich die wechselseitigen Zitationen von Fritz Plasser und Peter Ulram, die häufig auf frühere (gemeinsame) Arbeiten verweisen.

In der PVS werden durchaus Aufsätze österreichischer Autoren zitiert, wie umgekehrt PVS-Beiträge in der ÖZP erwähnt werden. Allerdings überlappen die Zitationsnetzwerke beider Zeitschriften nur minimal. Führt man die Daten von PVS und ÖZP zusammen, wächst die größte PVS-Komponente von 171 auf 195 Mitglieder, das größte ÖZP-Netzwerk von 16 auf 20. An den jeweiligen Strukturen in den Zitationen ändert die wechselseitige Ergänzung der Daten nichts. Das bedeutet, dass beide Zeitschriften weitgehend unverbunden nebeneinander existieren und die Autoren die Arbeiten im jeweils anderen Periodikum praktisch nicht per Zitation rezipieren. Zwischen beiden deutschsprachigen Zeitschriften liegt somit eine Kooperations- und Zitationsgrenze.

Zum Vergleich wollen wir nun wieder die beiden britischen Zeitschriften untersuchen. 359 Autoren gehören zum Zitationsnetz in der PS. Wechselseitige Zitationen sind seltener als in der PVS (17 Dyaden) und scheinen vor allem durch Bezugnahmen auf gemeinsame frühere Arbeiten zustande zu kommen. Daher kann es nicht erstaunen, dass – anders als in der PVS – keine große Komponente wechselseitiger Zitationen erkennbar ist. Legen wir auch hier das schwächere Kriterium an, erhalten wir eine 250 Autoren umfassende Komponente. Darin werden 40% der Autoren überhaupt nicht zitiert, 22% einmal, während 24% zwischen zwei- und viermal zitiert werden. Die übrigen Autoren erhielten bis zu 15 Zitationen; an der Spitze stehen Gordon Smith, Paul Whiteley, Michael Marinetto, Charles Pattie, Peter Hall und Paul Taylor. Wir finden in PS somit eine ähnlich stark ausgeprägte Zitationshierarchie wie in der PVS, während ein derart deutliches Gefälle in der ÖZP nicht zu beobachten ist.

Betrachten wir wieder Dreieckszitationen, finden sich zwei vergleichsweise dichte Subnetzwerke mit je rund 30 Mitgliedern. Ein erstes Netz um Autoren wie Dowding, Marsh, Rhodes und Marinetto bezieht sich auf Rational-Choice-Analysen von Governance, Institutionen und Policies. Wesentlich interessanter ist eine zweite Gruppe. Denn sie umfasst sowohl empirische Politische Soziologen wie Whiteley, Johnston und Pattie als auch Autoren, die sich für positive politische Theorie interessieren. Zur kommunikativen Integration beider Teilgebiete mögen relativ breite Konzepte wie Sozialkapital, Deliberation und Demokratie beitragen. Zugleich stehen dieses und das Rational-Choice-Netz weitgehend unverbunden nebeneinander. Die Integration kennt also durchaus Grenzen. Das wird auch deutlich, wenn man sich die kleineren Gruppen im unteren Teil von Abbildung O-4 im Online-Anhang vor Augen führt, die sich mit institutionellen Aspekten von Wahlen bzw. liberaler politischer Theorie befassen und von der übrigen zitationsgestützten Kommunikation in PS praktisch abgeschnitten sind.

Zum Zitationsnetzwerk der BJPS gehören immerhin 422 Autoren. Allerdings sind wechselseitige Zitationen mit 26 Fällen auch in dieser Zeitschrift eher die Ausnahme. Soweit sie auftreten, ergeben sie sich wiederum häufig daraus, dass Verfasser von Gemeinschaftswerken später darauf Bezug nehmen. Legt man das weichere Kriterium einseitiger Zitation an, lassen sich immerhin 368 Verfasser, also 87%, zu einer einzigen großen Komponente zusammenfassen. 52% dieser Autoren zitieren aus dem BJPS, ohne selbst darin zitiert zu werden. 12% werden einmal zitiert, 19% zwischen zwei- und viermal, während die restlichen 17% von mindestens fünf bis hin zu 38 Autoren zitiert werden. Gemessen an der Zitationszahl, sind James E. Alt, Ivor Crewe, Warren Miller, Roderick Kiewiet, Donald Kinder und Bo Särlvik die zentralen Autoren im BJPS.

Wesentlich wichtiger ist ein anderer Befund: Analysiert man wiederum die Dreieckskonnektivität, so ergibt sich – anders als in den drei anderen Zeitschriften – ein großer und dichter Kern, der 45% aller Autoren umfasst. Er vereint Politikwissenschaftler verschiedener Teilgebiete wie der Politischen Soziologie, der Rational-Choice-Theorie und der politischen Theorie. Dieses Ergebnis spricht für eine vergleichsweise stark integrierte Diskussion innerhalb dieses Periodikums. Gleichwohl gehören nicht alle häufig zitierten Autoren wie etwa John Helliwell und Keith Krehbiel zu diesem Kern. Besonders augenfällig sind die Positionen von Andrew Gelman, Gary King und George Tsebelis. Die Artikel dieser drei prominenten amerikanischen Autoren werden häufig im BJPS zitiert, nehmen aber keinerlei Bezug auf frühere Beiträge in dieser Zeitschrift. Dieser zunächst etwas überraschende Befund dürfte sich aus der Doppelfunktion des BJPS als britische und internationale bzw. quasi-amerikanische Zeitschrift erklären.

Führt man die Zitationsnetzwerke der beiden britischen Zeitschriften zusammen, resultiert ein 847 Autoren umfassendes Netz. Darin finden sich 68 wechselseitige Zitationen, und es ergibt sich eine recht große Gruppe von 24 Personen, die durch wechselseitige Zitationen verbunden sind. Im Zentrum dieses Subnetzes steht David Sanders, der mit immerhin zehn Autoren über wechselseitige Zitationsbeziehungen verbunden ist. 87% der Autoren gehören zu einer großen Komponente, in der 47% zitieren, ohne zitiert zu werden. 15% werden einmal zitiert, 22% zwischen zwei- und viermal. Die übrigen 16% erzielen bis zu 51 Erwähnungen, wobei mit Alt, Crewe, Miller und Särlvik vier vom BJPS bekannte und mit Marsh ein von PS bekannter Autor an der Spitze stehen. Ebenfalls aus der Analyse von PS kennen wir bereits die Gruppe liberaler Theoretiker um Canover und Moore. Das zweite, mit 299 Mitgliedern wesentlich größere Netzwerk ist weniger stark auf eine Zeitschrift oder Subdisziplin konzentriert und bildet gewissermaßen den Kern der Diskussion in britischen politikwissenschaftlichen Zeitschriften. Es lassen sich also – anders als im Fall von PVS und ÖZP – zwischen PS und BJPS deutliche Überlappungen erkennen, die eine zeitschriftenübergreifende Diskussion signalisieren.

4. Schlussfolgerungen

Ziel des vorliegenden Beitrages war es, die Strukturen wissenschaftlicher Kommunikation in der PVS in vergleichender Perspektive zu untersuchen. Wir konnten zeigen, dass gemeinsame Publikationen in der PVS eher selten vorkommen. Jedoch zeichnet sich über die Zeit ein aufsteigender Trend ab. Diese Befunde gelten ähnlich für die drei anderen betrachteten Zeitschriften, wobei allerdings der zunehmende Trend im BJPS am stärksten ausgeprägt ist. Soweit Kooperationsnetzwerke zu beobachten waren, erwiesen sie sich als klein und nicht sehr dicht. Im Vergleich zu Naturwissenschaften erscheint die Politikwissenschaft hinsichtlich gemeinsamer Zeitschriftenpublikationen somit eher als eine Ansammlung lose verkoppelter Inseln denn als eine „kleine Welt“, in der jeder mit jedem direkt oder indirekt zusammenarbeitet. Es scheint, als seien Politikwissenschaftler durch Unterschiede in den Untersuchungsgegenständen, theoretischen Positionen oder methodologischen Zugängen so weit voneinander getrennt, dass sie nicht zusammen publizieren (können). Legt man das harte Kriterium der Ko-Publikation an, kann man somit kaum von einer Integration der Politikwissenschaft sprechen, wie auch andere Sozialwissenschaften eher desintegriert wirken (Leahey/Reikowsky 2008).

Ein etwas anderes Bild zeichnet die Zitationsanalyse. Sie hat in der PVS wie in den anderen betrachteten Zeitschriften keine Anhaltspunkte für verbreitete Zitierkartelle an den Tag gebracht. Das schließt freilich nicht aus, dass solche in der Politikwissenschaft existieren, aber an anderen Orten – etwa in Sammelbänden und Monographien – ihren Niederschlag finden. Soweit das zuträfe, könnte man unsere Ergebnisse als Indiz dafür werten, dass die Regeln, denen der Publikationsprozess in den ausgewählten Zeitschriften unterliegt, diese Form kollusiven Verhaltens eher zu erschweren scheinen.

Darüber hinaus hat die Zitationsanalyse gezeigt, dass Autoren in den betrachteten Zeitschriften die dort vorher publizierten Beiträge durchaus zur Kenntnis nehmen und durch Erwähnung würdigen. Man kann also nicht davon sprechen, Politikwissenschaftler publizierten in wechselseitiger Ignoranz. Allerdings gilt dieser Befund für die betrachteten Zeitschriften in unterschiedlichem Maße. In der PVS konnten wir Kommunikationsnetzwerke identifizieren, die sich jedoch als nicht sehr umfangreich und dicht gewirkt erwiesen. Von einem echten Netz kann man ehesten im Hinblick auf Arbeiten zur Politischen Soziologie sprechen. Den Kommunikationsbeziehungen in der PVS relativ ähnlich sind jene in PS, wo ein Subnetzwerk ebenfalls dem Teilgebiet der Politischen Soziologie zuzurechnen ist. Zu den beiden anderen Zeitschriften überwiegen eher die Unterschiede. In der ÖZP ist deutlich weniger Kommunikation zwischen Autoren in Form von (wechselseitigen) Bezugnahmen zu erkennen. Gerade durch zahlreiche (einseitige) Zitationen von in diesem Periodikum veröffentlichten Beiträgen zeichnen sich die Publikationen im BJPS aus. Hier sind wesentlich dichtere und weniger auf eine Subdisziplin beschränkte Zitationsnetzwerke zu erkennen. Diese Konstellation dürfte dem Austausch und der Verbreitung neuer Ideen innerhalb einer (Teil-)Disziplin und damit dem wissenschaftlichen Fortschritt wesentlich zuträglicher sein als die Kommunikationsmuster in den anderen Zeitschriften. Überspitzt formuliert, erscheint das BJPS somit als ein echtes Forum wissenschaftlichen Austausches, während in der PVS, ÖZP und PS Autoren eher aneinander vorbei zu publizieren scheinen.17

Worin sind die Ursachen für diese Unterschiede zu suchen? Da sie sich in der Zahl der Referenzen sehr ähneln, können wir ausschließen, dass in den Zeitschriften unterschiedlich großer Wert auf die Würdigung früherer Forschung gelegt wird. Daher dürften sich die relativ losen Zitationsnetzwerke in PVS, ÖZP und PS eher daraus ergeben, dass sich Autoren darin bevorzugt auf Monographien oder Sammelbände beziehen oder aber auf Aufsätze aus anderen Zeitschriften als derjenigen, in der sie selbst publizieren. Tatsächlich zitierten im Untersuchungszeitraum Autoren der BJPS zu 40 Prozent Zeitschriftenartikel, und damit merklich häufiger als Verfasser von PVS, PS (27 Prozent) und ÖZP (17 Prozent).18 Diese Unterschiede können die dargestellten Muster zum Teil, aber nicht vollständig erklären. Darüber hinaus scheinen Autoren von PVS, PS und ÖZP, sofern sie Zeitschriften zitieren, seltener auf Artikel desjenigen Periodikums Bezug, in dem sie selbst veröffentlichen, als dies für BJPS-Autoren gilt. Über die Gründe dafür können wir an dieser Stelle nur spekulieren. Die Qualität der Beiträge könnte ebenso eine Rolle spielen wie die Reputation der Zeitschriften und disziplinäre Normen (siehe dazu etwa Schmitter 2002; Goodin/Klingemann 2002). Im Falle von PVS und ÖZP könnte es auch damit zusammenhängen, dass sie sprachlich bedingt nur für eine relativ kleine, arbeitsteilige scientific community zugänglich sind und daher manche Autoren in diesen Zeitschriften zu ihrem Spezialgebiet kaum Artikel (auf dem von ihnen gewünschten Niveau) finden können, auf die sie sich beziehen könnten.

Mit unserer komparativen Exploration haben wir einen wesentlichen Aspekt der Publikationspraxis in vier politikwissenschaftlichen Zeitschriften beleuchtet. Die Analyse weist jedoch auf mindestens ebensoviele Fragen hin, die in künftigen Arbeiten untersucht werden sollten. Es gilt, die Analyse auf Kooperations- und Zitationsnetzwerke auszudehnen, die andere Publikationen – wie Monographien, Sammelbände und andere Zeitschriften – umfassen. Derartige Analysen erlauben es nicht nur, die Publikationspraxis in den hier betrachteten Zeitschriften genauer zu untersuchen. Vielmehr ist sie auch geeignet, generellere Aussagen über die publikationsbasierte Kommunikation und Integration in der Politikwissenschaft zu treffen. Mit Blick auf die deutsche Forschung könnte sich möglicherweise herausstellen, dass die Kommunikation in bestimmten Zeitschriften vergleichsweise stark auf internationale Diskussionen ausgerichtet ist, während andere Periodika stärker in nationale Kommunikationsnetzwerke eingebunden sind. Auch scheinen zeitliche Veränderungen dieser Muster nicht ausgeschlossen, wie auch Unterschiede zwischen der politikwissenschaftlichen Diskussion in verschiedenen Ländern denkbar sind. Zudem bleibt zu klären, wie sich die Integration der Politikwissenschaft abseits wissenschaftlicher Veröffentlichungen, also etwa in bezug auf den Austausch auf Tagungen, Förderanträge, Forschungsprojekte oder persönliche Kontakte, darstellt. Es scheint somit, als hätten wir mit unserer Exploration ein fruchtbares Forschungsfeld betreten, das zu erschließen sich für eine selbstreflexive Politikwissenschaft lohnen sollte.

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Tabelle 1: Häufigkeit von Ko-Publikationen in den vier betrachteten Zeitschriften

PVS

ÖZP

PS

BJPS

Artikel

647

773

1277

833

Autoren

594

673

1206

938

Gini-Koeffizient

0,20

0,27

0,20

0,26

Anteil von Autoren mit einem einzigen Artikel

81%

79%

81%

76%

Artikel mit mehr als einem Autor

109 (17%)

144 (18%)

246 (19%)

364 (44%)

Ko-Autoren

213 (36%)

281 (42%)

439 (36%)

607 (65%)

1Für wertvolle Hinweise und Anregungen bedanken wir uns bei den Gutachtern.

2Siehe zur Diskussion über die Messung von Qualität und Renommee politikwissenschaftlicher Zeitschriften Garand/Giles 2003; Giles/Garand 2007; Plümper 2007.

3Natürlich wird dieser Aspekt insofern berücksichtigt, als das Renommee einzelner Zeitschriften wie auch der Publikationen in referierten Zeitschriften zugeschriebene Stellenwert Ergebnisse kollektiver sozialer Konstruktion sind.

4Alle empirischen Analysen wurden mit dem von Batagelj und Mrvar entwickelten Programm Pajek (http://pajek.imfm.si/doku.php?id=download) durchgeführt. Datensätze, mit denen sich unsere Analysen replizieren lassen, stehen unter http://hdl.handle.net/1902.1/12778 zur Verfügung.

5Mit dieser Auswahl blenden wir andere Aspekte forschungsbezogener wissenschaftlicher Tätigkeit, etwa andere Publikationsformen, Förderungsanträge, Forschungsprojekte, wissenschaftliche Vorträge und die Kommunikation auf wissenschaftlichen Tagungen und Konferenzen, aus. Dadurch geht uns zweifelsohne wertvolle Information verloren, und unsere Analyse kann nicht als repräsentativ für sämtliche Forschungsaktivitäten gelten. Allerdings betrachten wir einen besonders wichtigen Aspekt der Forschung. Denn Publikationen sind Ergebnisse erfolgreicher Forschungsprozesse, solche in begutachteten Zeitschriften enthalten Resultate, die dem Urteil kritischer Gutachter standgehalten haben. Unsere Analyse gibt also Aufschluss über die kooperative und kommunikative Integration politikwissenschaftlicher Forschung, die zu an renommierter Stelle abgedruckten Ergebnissen führte.

6Darüber hinaus berücksichtigen wir uns bekannte Änderungen des Familiennamens durch Heirat oder Scheidung.

7Weitere deutsche bzw. (partiell) deutschsprachige Zeitschriften wie beispielsweise die Zeitschrift für Parlamentsfragen, die Zeitschrift für Politik, die Schweizerische Zeitschrift für Politikwissenschaft oder die Zeitschrift für Internationale Beziehungen müssen außer Betracht bleiben, da sie vom SSCI nicht bzw. nicht über einen längeren Zeitraum erfaßt werden.

8 Die Zitationsanalyse schränken wir zeitlich nicht ein, berücksichtigen also etwa auch Zitationen eines Aufsatzes nach 30 Jahren. Dadurch erfassen wir nicht nur im unmittelbaren zeitlichen Zusammenhang geführte wissenschaftliche Diskussionen, sondern auch wiederaufgenommene Diskussionen und Fälle, in denen Argumente oder Befunde erst mit einiger Verspätung in Zeitschriftenpublikationen rezipiert wurden. Im Ergebnis zeichnet diese Methode, die gleichsam das disziplinäre Gedächtnis berücksichtigt, ein etwas optimistischeres Bild von der kommunikativen Integration als eine zeitlich beschränkte Analyse, die naturgemäß zu (noch) kleinteiligeren Strukturen führen würde..

9Im Falle gerichteter Beziehungen könnte dabei zwischen zwei verschiedenen Typen von 3-Ringen (transitiven und zyklischen) unterschieden werden. Wie oben dargelegt ignorieren wir jedoch die Richtung der Beziehung und fassen deshalb beide Typen zusammen.

10Vereinfacht dargestellt überflutet dieser Algorithmus das Netzwerk mit virtuellem Wasser, wobei der Wert eines Knotens als Geländehöhe interpretiert wird. Durch sukzessives Absenken des Wasserstandes lassen sich dann “Inseln” (=Regionen mit hoher Dichte) identifizieren. Um triviale Lösungen auszuschließen, geben wir als Mindestgröße für die Inseln eine Zahl von fünf Autoren vor. Die maximale Größe der Inseln entspricht der Gesamtzahl der Autoren minus eins. In der von uns verwendeten Variante des Algorithmus sind Inseln mit mehreren „Gipfeln“ (=Verdichtungszonen) zulässig, was wiederum eine konservative Strategie darstellt.

11Der Schwellenwert von sechs Mitgliedern wurde auf Grund der Tatsache gewählt, dass die meisten Kooperationspublikationen zwei oder drei Autoren haben. Bei einem niedrigeren Schwellenwert würden zusätzlich eine Reihe uninteressanter Komponenten erfaßt, die auf eine einzige gemeinsame Publikation mit einer vergleichsweise großen Zahl von Verfassern zurückgehen (z.B. Albert et al. im Heft 1/1996). Bei einem Schwellenwert von fünf Mitgliedern ergeben sich fünf Komponenten, bei einem Schwellenwert von vier steigt diese Zahl auf 39 Komponenten.

12Innerhalb dieser Komponente hat Pappi mit 0,64 die höchste (normalisierte) “betweenness centrality”. Intuitiv bedeutet dies, dass ein relative großer Anteil von Verbindungen zwischen Autoren durch Pappi vermittelt ist. Ein alternatives Kriterium für die Zentralität eines Autors ist die “closeness centrality”. Diese entspricht intuitiv der mittleren Entfernung eines Autors von allen anderen Autoren. Nach diesem Kriterium sind Pappi (0,47), Thurner (0,48) und Stoiber (0,46) in dieser Komponente die zentralen Akteure. Legt man als Maßstab den Degree, d.h. die Zahl der Verbindungen an, so ist Stoiber (gefolgt von seinen sechs Koautoren) die zentrale Person in der Komponente. Da dieser Befund ausschließlich auf einen einzigen (atypischen) Artikel zurückgeht, ist die betweenness centrality hier aussagekräftiger. Die betweenness centralisation der Komponente liegt bei rund 55 Prozent des theoretischen Maximums (das in einem sternförmigen Netzwerk mit einer einzigen Zentralgestalt erreicht würde).

13Kriterium ist auch hier wieder die betweenness centrality von 0,7 bzw. 0,75. Im folgenden verzichten wir auf die Ausweisung der entsprechenden Werte.

14Über die Gründe für diesen Unterschied können wir an dieser Stelle nur spekulieren. Eine gewisse Rolle könnte eine aus der kleineren Zahl österreichischer Wissenschaftler resultierende schwächer ausgeprägte Konkurrenz um den begrenzten Publikationsraum in der ÖZP spielen.

15Nur am Rande sei darauf verwiesen, dass Mannheim nach den Ergebnissen von Plümper (2003) das nach der Publikationsleistung in begutachteten Zeitschriften produktivste politikwissenschaftliche Institut in Deutschland ist.

16 Bei der Konstruktion der Inseln wurde die Zahl der Triaden betrachtet, denen eine Verbindungslinie zwischen zwei Autoren angehört.

17 Die hier beschriebenen Muster sind seit etwa Anfang der 1990er Jahre stabil. Eine weitergehende zeitliche Disaggreation wäre wenig sinnvoll, da Wissensnetzwerke per definitionem über die Zeit anwachsen. Im Sinne unserer Fragestellung nach der Integration der deutschen Politikwissenschaft ist die durchgängige Betrachtung des vollständigen Analysezeitraumes deshalb eine konservative Strategie: Die von uns beschriebenen Komponenten und Verdichtungsbereiche werden tendenziell (noch) kleiner, wenn etwa die wegweisenden Beiträge zur Politischen Soziologie aus den 1970er Jahren oder die Artikel zur EU aus den 1990er Jahren aus der Betrachtung ausgeschlossen würden. Analog dazu setzt die Untersuchung von vollständigen Zitationsnetzwerken voraus, daß nicht nur die rezenten Referenzen, sondern auch deren zeitlich potentiell weit zurückliegenden Quellen in den Blick genommen werden, da Zitationsnetzwerke in der Politikwissenschaft häufig mehrere Jahrzehnte überspannen. Angesichts der relativ geringen Größe und Dichte der von uns untersuchten Netzwerke wäre eine separate Analyse der Literatur aus einzelnen Dekaden wenig sinnvoll.

18Einige wenige Beiträge, die keine Referenzen enthalten, wurden aus der Berechnung ausgeschlossen.

Twenty Years After: Sozial- und wirtschaftspolitische Einstellungen von Ost- und Westdeutschen im Vergleich

 

1 Einleitung und Fragestellung

Als Oscar W. Gabriel 1986 seine breit angelegte Studie zum Wandel der deutschen politischen Kultur in der vorangegangenen Dekade vorlegte, schienen sich die großen Verteilungskonflikte des 19. und frühen 20. Jahrhunderts weitgehend erledigt zu haben. Im Mittelpunkt der Monographie (Gabriel, 1986) stehen deshalb die dramatischen Entwicklungen hin zu einer auf Partizipation und Anerkennung basierenden politischen Kultur, die oft unter dem Schlagwort „postmaterialistischer Wertewandel“ (Inglehart, 1977) zusammengefasst werden und ihren augenfälligsten Niederschlag im Aufstieg der Neuen Sozialen Bewegungen (Rucht, 1994) und der Partei der Grünen (Falter und Klein, 2003) finden.

Deren vor allem in der Anfangszeit fundamentale Kritik an den ökologischen Folgen der Industrialisierung sollte allerdings nicht darüber hinwegtäuschen, dass materielle Fragen keineswegs jegliche Bedeutung verloren hatten. Vielmehr war – ganz im Sinne Ingleharts – der in den vorangegangenen Jahrzehnten erworbene massenhafte Wohlstand gerade die Voraussetzung für den von Gabriel beschriebenen Wandel der Einstellungen und Verhaltensweisen. Dementsprechend konstatiert Gabriel einen weitverbreiteten Wunsch nach einer Reform des politischen Systems der Bundesrepublik, findet aber kaum Hinweise auf revolutionäre Tendenzen oder den Wunsch nach einer dramatischen Umgestaltung des Wirtschafts- und Sozialsystems. Auch in einer zusehends heterogeneren und post-materialistischeren Gesellschaft stiftete die Kombination aus demokratischen Institutionen und einem konservativ-korporatistischen Sozialsystem (Esping-Andersen, 1990) weiterhin in großem Umfang Legitimität und Identität.

Als sich nur vier Jahre nach dem Erscheinen von Gabriels Buch der Eiserne Vorhang öffnete und die Mehrzahl der Staaten Ost- und Mitteleuropas damit begann, liberal-demokratische Institutionen aufzubauen, schien sich diese aus der Perspektive der westlichen Systeme optimistische Sichtweise zunächst weiterhin zu bestätigen. Auch in der DDR forderten die Menschen Freiheit und Wohlstand. Die spezifisch deutsche Form der Transformation, also die Übernahme des westdeutschen Rechts-, Sozial- und Wirtschaftssystems durch die DDR noch vor deren Auflösung und dem Beitritt der neugebildeten Länder zum Bund, entsprach nicht nur den Präferenzen der westdeutschen Eliten, sondern auch den Wünschen der meisten Ostdeutschen.

Schon bald nach der Wiedervereinigung zeigten sich jedoch (aus westdeutscher Sicht) in Ostdeutschland unerwartete Probleme, die zuerst in den von Oscar Gabriel mitherausgegebenen Berichtsbänden der Kommission für die Erforschung des sozialen und politischen Wandels in den Neuen Bundesländern (vor allem Gabriel, 1997) dokumentiert und später auf Grundlage der Daten eines von Gabriel mitverantworteten DFG-Projektes weiter analysiert wurden (u. a. Falter, Gabriel und Rattinger, 2000, 2005; Rattinger, Gabriel und Falter, 2007).

Im Bereich des Wirtschafts- und Sozialsystems unterschieden sich die Präferenzen der Ostdeutschen deutlich und über die Zeit hinweg stabil von denen der Westdeutschen. Die neuen Bundesbürger befürworteten stärkere Eingriffe der Regierung in die Wirtschaft, schrieben dem Staat eine größere Verantwortung für die Bekämpfung der Arbeitslosigkeit zu und forderten generell einen Ausbau staatlicher Leistungen(Arzheimer und Klein, 2000; Arzheimer und Rudi, 2007). Eine respektable Minderheit der ostdeutschen Befragten war zudem der Meinung, der Sozialismus sei im Grunde eine gute Idee, die in der DDR nur schlecht umgesetzt worden sei, während eine deutlich kleinere Gruppe sogar der Aussage zustimmte, dass die guten Seiten der DDR in der Summe deren schlechte Seiten überwogen hätten (für einen umfassenden Überblick zur bis heute anhaltenden DDR-Nostalgie siehe Neller, 2006).

Zugleich äußerte die überwältigende Mehrheit der früheren DDR-Bürger Zustimmung zur Demokratie als allgemeiner Staatsidee und zu demokratischen Grundprinzipien – eine spezifisch ostdeutsche Melange, die als „Modell des Demokratischen Sozialismus“ bezeichnet wurde (Fuchs, 1997). Aus heutiger Sicht mag diese eingängige Bezeichnung allerdings etwas zu plakativ erscheinen, da dieses in den neuen Ländern dominierende Einstellungsmuster auch mit dem relativ stark ausgebauten Sozialstaat skandinavischer Prägung kompatibel ist.

Zudem wurde schon Mitte der 1990er Jahre darauf hingewiesen, dass auch in Westdeutschland die Ansprüche an den Sozialstaat im internationalen Vergleich durchaus hoch sind. Der wesentliche Unterschied zwischen beiden Landesteilen bestand damals darin, „dass die Bürger in den neuen Ländern diese Ansprüche relativ stärker einfordern“ (Roller, 1998, S. 91)

In der Literatur wurden diese über die Zeit recht stabilen Ost-West-Differenzen plausibel auf Sozialisationseffekte zurückgeführt (z.B. Arzheimer und Klein, 1997, 2000). Immerhin waren seit 1949 zwei Generationen (differenzierter dazu: Fulbrook, 2006) unter einem zunächst von der westlichen Welt weitgehend isolierten Regime aufgewachsen, dessen erklärtes Ziel es vor allem in den Anfangsjahren gewesen war, unter kontrollierten Bedingungen einen „neuen Menschen“ zu schaffen (Ohse, 2006, S. 217). Dass diese Erfahrung die politischen Einstellungen der ehemaligen DDR-Bürger auch nach der Wiedervereinigung weiter prägen würde, schien weitgehend selbstverständlich. Entscheidend für das Tempo und den Grad der Annäherung zwischen Ost- und Westdeutschen sollte deshalb in erster Linie die Entwicklung der jüngeren, d. h. nach 1980 geborenen Kohorten zu sein, die wenige oder keine bewussten Erinnerungen an die DDR hatten und unter gesamtdeutschen Bedingungen sozialisiert wurden.

Diese Argumentation übersieht allerdings zwei wichtige Faktoren (Arzheimer und Rudi, 2007): Zum einen wurden zwar nach 1990 Institutionen nach Ostdeutschland importiert, Gesetze, Lehrpläne und das Mediensystem nach westlichen Standards gestaltet und im erheblichen Umfang auch Eliten ausgetauscht. Sozialisation findet aber nach wie vor auch in Familien statt, wo die Eltern- und insbesondere auch die Großelterngeneration ihre Überzeugungen, Erfahrungen und Deutungsangebote an die Jüngeren weitergibt. Zum anderen sind auch mehr als zwei Jahrzehnte nach der Wiedervereinigung die Lebensbedingungen in Deutschland keineswegs einheitlich: Im Mittel ist Ostdeutschland nach wie vor ärmer und weniger produktiv als Westdeutschland.1 Selbst bei jüngeren Ostdeutschen ist deshalb nicht notwendigerweise eine schnelle Annäherung an die aus dem Westen vertrauten Muster zu erwarten.

Und selbst diese Muster sind möglicherweise keineswegs so stabil und eindeutig, wie man in der Vergangenheit angenommen hat. So deuten die Zeitreihen des Allensbacher Instituts für Demoskopie darauf hin, dass mit dem Wegfall einer erkennbaren kommunistischen Bedrohung der Wert der Freiheit zugunsten des Wertes der Gleichheit an Bedeutung verloren hat (Noelle-Neumann und Köcher, 1997). Auch das Scheitern der Regierung Schröder II an den von ihr initiierten Sozial- und Arbeitsmarktreformen (Holtmann, 2009), die bundesweite Ausbreitung der Linkspartei (Hough, Koß und Olsen, 2007) und die nach dem Wahldebakel von 2005 initiierte Sozialdemokratisierung der Unionsparteien (Zolleis und Bartz, 2010, S. 56-60) geben deutliche Hinweise darauf, dass sich auch in Westdeutschland viele Bürger einen starken und aktiven Staat wünschen, der steuernd in die wirtschaftliche und soziale Entwicklung eingreift.

Im sozialen und ökonomischen Bereich gibt es ebenfalls deutliche Hinweise auf eine Annäherung zwischen Ost und West. So haben einige frühere Zentren der deutschen Schwerindustrie (z. B. Bremerhaven und Gelsenkirchen) mit Problemen zu kämpfen, die denen vieler Kommunen in den neuen Ländern mindestens ebenbürtig sind, während sich einige wenige ostdeutsche Gebiete (z. B. der Großraum Dresden) zu regelrechten Boomregionen entwickelt haben. Zugleich signalisieren politische Innovationen der letzten Jahre wie der Einstieg in die Ganztagsbeschulung in den westdeutschen Ländern, die Einführung des Elterngeldes (durch eine Ministerin von der CDU) sowie der massive Ausbau der Tagesbetreuung, dass die Idee der Hausfrauenehe, die bis vor kurzem ein zentraler Bestandteil des (west)deutschen Sozialstaatsmodells war (Gottschall und Bird, 2003, S. 116-120), auch im Westen an Rückhalt verliert.2

Durch den Beginn der Finanz- und Wirtschaftskrise im Jahr 2008 sollten sich diese Annäherungstendenzen noch verstärkt haben. Noch vor wenigen Jahren wäre es undenkbar gewesen, dass eine liberal-konservative Bundesregierung im großen Maßstab Banken verstaatlicht. Die einstige Lieblingsforderung der Gegner eine „neoliberalen“ Globalisierung nach einer Regulierung der Kapitalmärkte und der Einführung einer Steuer auf Finanzgeschäfte ist inzwischen (unilaterale) Regierungspolitik.3 Weite Teile der Bevölkerung stehen dem internationalen Finanzssytem höchst kritisch gegenüber und fürchten um die Sicherheit ihrer Arbeitsplätze und Ersparnisse.

Im Ergebnis sollte die aktuelle Krise zu einer Annäherung in den wirtschafts- und sozialpolitischen Einstellungen von Ost- und Westdeutschen führen und stellt damit eine Art natürliches Experiment dar, das ein Schlaglicht auf die Bedeutung von Situation und (regionaler) Sozialisation für einen zentralen Bereich politischer Einstellungen wirft. Ziel des vorliegenden Beitrages ist es, vor diesem Hintergrund einen Überblick über das Ausmaß und die politische Bedeutung der nach wie vor bestehenden Ost-West-Unterschiede in den Einstellungen zum Sozialstaat zu geben.

2 Analyse

2.1 Daten und Methode

Die Daten, die in diesem Beitrag verwendet werden, stammen aus der vierten Welle des European Social Survey und sind in mehrfacher Hinsicht besonders gut geeignet, die in der Einleitung skizzierte Forschungsfrage zu beantworten. Erstens fällt die Feldphase der deutschen ESS-Befragung (September 2008 bis Januar 2009) mit der ersten Phase der internationalen Finanz- und Wirtschaftskrise zusammen. Wenn es die vermutete Annäherung zwischen Ost und West gibt, sollte dies in den Daten sichtbar werden. Zweitens ist in der vierten Welle des ESS ein umfangreiches Modul zum Thema „Welfare Attitudes in Changing Europe“ enthalten, das eine Vielzahl von Items enthält, die exakt auf die hier untersuchte Fragestellung zugeschnitten sind. Drittens schließlich gilt der ESS als Referenzstudie mit einer besonders hohen Datenqualität.

Aus verschiedenen Gründen wurden für die einzelnen Items im Datensatz je unterschiedliche Skalen verwendet. In einigen Fällen handelt es sich um Ratingskalen mit nur vier Ausprägungen („überhaupt nicht wahrscheinlich, nicht sehr wahrscheinlich, wahrscheinlich, sehr wahrscheinlich“), während bei anderen Items fünfstufige Skalen zum Einsatz kamen („lehne stark ab“ – „stimme voll zu“ ). Eine dritte Gruppe von Items verwendet elfstufige numerische Skalen mit verbalen Endpunkten (z. B. „0 = äußerst gut“ bis „10 = äußerst schlecht“). In einigen wenigen Fällen schließlich (z. B. Schätzung der Arbeitslosenquote) wurde den Befragten eine Reihe von Intervallen vorgelegt, deren oberstes nach rechts offen war („x Prozent oder mehr“).

Items der ersten beiden Typen werden mit logistischen Modellen für ordinale Daten analysiert, während für die letztgenannten Items Intervallregressionen geschätzt werden, die berücksichtigen, dass die genaue Antwort des Befragten nicht bekannt ist. Für die elfstufigen Skalen werden lineare Regressionsmodelle berechnet.

Alle Modelle (zur Erklärung von Erwartungen an den Staat, zur Beurteilung von Systemleistungen, zur Wahrnehmung von sozialen Risiken, zu den nicht-intendierten Folgen der Sozialpolitik sowie zur Belastbarkeit des Sozialsystems) enthalten die gleichen potentiellen Erklärungsfaktoren, die jeweils mit der Regionalvariablen interagiert wurden. Dabei handelt es sich zunächst um die soziale (Berufs-)klasse, die nach wie vor einen erheblichen Einfluss auf die politischen Einstellungen hat. Diese wird durch eine vereinfachte4 Variante des bekannten Goldthorpe-Schemas (Erikson, Goldthorpe und Portocarero, 1979) erfasst, die auf den nach ISCO88 kodierten Berufen der Befragten basiert. Als Referenzkategorie wird jeweils die „obere Dienstklasse“ verwendet.

Eine zweite5 wichtige Variable ist die formale Bildung, die hier auf drei Kategorien reduziert wird, wobei die Ausprägungen „hoch“ als Referenzkategorie dient.6 Wie alle anderen Variablen steht „Bildung“ hier stellvertretend für ein komplexes Bündel von Interessenlagen und Wertorientierungen, die die Haltung gegenüber sozialpolitischen Fragen beeinflussen können.

Lebenszyklus- bzw. Kohorteneffekte – beide lassen sich mit Querschnittsdaten naturgemäß nicht separieren – werden über eine Trichotomisierung des Geburtsjahres operationalisiert. Der im folgenden als „Vorkriegsgeneration“ bezeichnete Referenzgruppe der vor 1940 Geborenen stehen die (sehr weit gefasste) „Nachkriegsgeneration“ sowie die Gruppe der ab 1980 geborenen Befragten gegenüber, die im wesentlichen gesamtdeutsch sozialisiert wurden.

Zu diesen im wesentlichen statischen Kategorien kommen zwei Variablen, die für die Fragestellung relevante situative Faktoren abbilden. Eine erste Dummyvariable erfasst, ob der bzw. die Befragte in den letzten fünf Jahren wenigstens einmal für eine Phase von mindestens drei Monaten arbeitsuchend war. Diese Kategorie ist trennschärfer als die aktuelle Arbeitslosigkeit, weil sie einerseits kürzere Episoden, die durch einen Umzug oder den Wechsel des Arbeitgebers bedingt sein können, ausblendet, andererseits aber der Tatsache Rechnung trägt, dass ein Bruch in der Erwerbsbiographie wirtschaftliche, soziale und psychologische Folgen hat, die über das Ende der jeweiligen Episode hinausgehen.

Von ähnlicher Bedeutung ist die Frage, ob im Haushalt Kinder leben: Befragte mit jüngeren Kindern sind auf Schulen und Betreuungseinrichtungen angewiesen, Befragte, die mit erwachsenen Kindern zusammenleben, unterstützen diese häufig finanziell oder sind selbst auf deren Hilfe angewiesen. In jedem Fall ist davon auszugehen, dass die Anwesenheit von Kindern im Haushalt die Einstellungen zum Sozialstaat beeinflusst.

Eine letzte wichtige Variable ist das Geschlecht der Befragten. In kaum einem andere Politikfeld sind Genderfragen – hier repräsentiert durch den kruden Indikator des biologischen Geschlechts – von so zentraler Bedeutung wie in der Sozialpolitik: Geschlechterrollen und geschlechtsspezifische Wertvorstellungen sind zugleich Grundlage, Rahmen und Produkt sozialpolitischer Massnahmen. Insbesondere werden Männer und Frauen gerade im Bereich der Kindererziehung in je unterschiedlicher Weise zu Adressaten sozialpolitischer Leistungen und Massnahmen.7 Deshalb wurde hier eine zusätzliche Interaktion in die Modelle aufgenommen.

Aufgrund der zahlreichen Interaktionen und der in einigen Modellen enthaltenen nicht-linearen Effekte ist die inhaltliche Bedeutung der geschätzten Koeffizienten nicht immer einfach einzuschätzen. Für die inhaltliche Interpretation wird deshalb soweit wie möglich auf erwartete Werte bzw. geschätzte Wahrscheinlichkeiten zurückgegriffen (King, Tomz und Wittenberg, 2000; Long und Freese, 2001).

2.2 Ergebnisse

2.2.1 Erwartungen an den Staat und „Soziale Gerechtigkeit“

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

Arbeitsplätze Betreuungsplätze
Ostdeutschland 2.305∗∗∗ 1.066∗∗∗
untere Dienstklasse 0.772∗ −0.180
einfache Angestellte 0.684∗ −0.311∗
Fach-/Vorarbeiter 1.128∗∗∗ −0.137
einfache Arbeiter 1.341∗∗∗ −0.106
Selbständige 0.670∗ −0.299
Ost: untere Dienstklasse −0.698 0.261
Ost: einfache Angestellte −0.064 0.486
Ost: Fach-/Vorarbeiter 0.009 0.416
Ost: einfache Arbeiter −0.434 0.329
Ost: Selbständige 0.100 0.252
einfache Bildung 0.452 −0.114
mittlere Bildung 0.701∗∗ 0.042
Ost: einfache Bildung 0.829 0.140
Ost: mittlere Bildung −0.186 −0.024
Nachkrieg −0.055 0.597∗∗∗
1980+ 0.450 0.969∗∗∗
Ost: Nachkrieg −0.250 −0.224
Ost: 1980+ −1.225∗∗ −0.573∗
männlich −0.304 −0.409∗∗
Ost: männlich −0.349 0.082
Arbeitslosigkeit (5J) 0.538∗∗∗ 0.407∗∗
Ost: Arbeitslosigkeit (5J) −0.134 −0.246
Kind im HH 0.471∗ 0.249
Ost: Kind im HH −0.420 −0.462∗∗
männlich: Kind im HH −0.701∗ 0.072
Ost/männlich: Kind im HH 0.320 0.455
Konstante 4.543∗∗∗ 7.337∗∗∗
N  2363 2357
Adj. R2 0.130 0.102
∅ Ost-West 1.358 1.070

Tabelle 1: Erwartungen der Bürger an den Staat


Tabelle 1 zeigt die Koeffizientenschätzungen für die beiden ersten Modelle zur Erklärung von Erwartungen der Bürger an den Staat. Gefragt war, ob der Staat dafür verantwortlich solle, „einen Arbeitsplatz für jeden sicherzustellen, der arbeiten will“ bzw. „ausreichende Kinderbetreuungsmöglichkeiten für berufstätige Eltern sicherzustellen“. Ein Antwortwert von 0 bedeutet dabei, dass der Staat dafür „überhaupt nicht verantwortlich sein sollte“, während ein Wert von 10 dafür steht, dass der Staat als „voll und ganz verantwortlich“ gesehen wird.

Die Referenzkategorie für diese und alle folgenden Modelle bilden die westdeutschen Frauen der Vorkriegsgeneration, die der oberen Dienstklasse angehören, über einen höheren Bildungsabschluss verfügen, ohne Kinder leben und in den letzten fünf Jahren nicht von Arbeitslosigkeit betroffen waren. Für sie wird für das erste Item ein Skalenwert von 4.5, also im leicht ablehnenden Bereich geschätzt.

Sehr stark ausgeprägt ist mit 2.3 Skalenpunkten der Unterschied zwischen dieser Gruppe und ihrem ostdeutschen Pendant, die im Mittel dieser Aussage eher zustimmt. In den übrigen Berufsklassen fallen die Differenzen etwas weniger dramatisch aus, wie an den fast durchgehend negativen Interaktionen zwischen Region und Klasse abzulesen ist. Darüber hinaus sind in Westdeutschland alle anderen Klassen deutlich etatistischer eingestellt als die obere Dienstklasse. Situative Faktoren wie Episoden von Arbeitslosigkeit und das Zusammenleben mit Kindern erhöhen bei westdeutschen Frauen die Zustimmung um rund eine halben Skalenpunkt. Im Osten fällt dieser Effekt etwas schwächer aus. Bei westdeutschen Männern hat die Anwesenheit von Kindern hingegen einen deutlich negativen Einfluss auf die Bewertung des Items, während bei ostdeutschen Männern nur ein schwacher negativer Effekt zu erkennen ist.

Durch die Vielzahl der Interaktionen sind die Koeffizienten nicht einfach zu interpretieren. Hier und bei den folgenden Modellen wird deshalb auf zwei Hilfsmittel zurückgegriffen, die die inhaltliche Interpretation der Modellschätzungen erleichtern. Zunächst ist in der untersten Zeile der Tabelle der „Average Marginal Effect“ (AME, Bartus 2005) der Regionszugehörigkeit eingetragen. Dieser beträgt hier 1.4 Skalenpunkte und ergibt sich aus der über alle tatsächlich befragten Personen gemittelten Schätzung des Ost-West-Effekts.8 Er entspricht damit der Differenz zwischen beiden Landesteilen, die auf Grund der Modellschätzung zu erwarten wäre, wenn sich Ost und West in der Zusammensetzung der Bevölkerung nicht unterscheiden würde, also beispielsweise der Arbeiteranteil und die Arbeitslosenquote in Ostdeutschland nicht höher wären als im Westen.


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Abbildung 1: Erwartete Werte für ausgewählte Gruppen: Staat für Arbeitsplätze verantwortlich (1 = „auf keinen Fall“; 11 = „voll und ganz“)


Darüber hinaus zeigt Abbildung 1 die erwarteten Werte, die vom Modell für die verschiedenen Gruppen geschätzt werden. Auf diese Weise lässt sich die inhaltliche Bedeutung der Ost-West-Unterschiede auch in Relation zu den übrigen Effekten recht gut einordnen.9 Alle weiteren Grafiken sind analog zu Abbildung 1 aufgebaut.

Aus Abbildung 1 geht klar hervor, dass sich bezüglich der Eingriffe der Regierung in das Wirtschaftsleben auch rund zwanzig Jahre nach der Wiedervereinigung die Präferenzen von Ost- und Westdeutschen klar unterscheiden. Während innerhalb der beiden Regionen so gut wie keine signifikanten Unterschiede zwischen den sozialen Gruppen bestehen, unterscheiden sich trotz der oben skizzierten möglichen Auswirkungen der Wirtschafts- und Finanzkrise innerhalb der Gruppen Ost- und Westdeutsche zumeist sehr deutlich: Im Mittel geben Westdeutsche eine eher ablehnende oder neutrale Antwort, während Ostdeutsche in der Tendenz für eine aktivere Rolle des Staates in der Arbeitsmarktpolitik eintreten. Dies gilt fast unabhängig davon, ob die Befragten selbst direkt von Arbeitslosigkeit betroffen sind.

Zusammengenommen deuten diese Befunde auf starke Sozialisationseffekte hin. Zugleich gibt es allerdings einen Hinweis auf eine Annäherung zwischen beiden Regionen: In den jüngsten, d. h. nach 1980 geborenen Altersgruppen unterscheiden sich die Erwartungen an den Staat nicht signifikant.


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Abbildung 2: Erwartete Werte für ausgewählte Gruppen: Staat für Betreuungsplätze verantwortlich (1 = „auf keinen Fall“; 11 = „voll und ganz“)


Ein zweites Item, das die Zuschreibung von Staatsaufgaben messen soll, bezieht sich auf die Verantwortlichkeit für die Bereitstellung von Kinderbetreuungsmöglichkeiten für berufstätige Eltern. Auch hier sind in den meisten sozialen Gruppen deutliche und häufig auch statistisch signifikante Unterschiede zwischen Ost und West zu verzeichnen. Die mittlere Differenz zwischen beiden Regionen beträgt einen Punkt auf der elfstufigen Ratingskala. Zugleich treten hier allerdings auch einige erkennbare Differenzen innerhalb der alten Bundesländer auf. Diese betreffen vor allem den (unter Kontrolle aller übrigen Faktoren signifikanten) Kontrast zwischen Männern, die ohne Kinder leben, und Frauen mit Kindern im Haushalt sowie die Differenz zwischen der westdeutschen Vorkriegsgeneration und den jüngeren Altersgruppen.

Dabei sollte allerdings nicht übersehen werden, dass für alle hier betrachteten Gruppen der mittlere erwartete Wert im zustimmenden Bereich liegt. Es besteht also inzwischen ein relativ breiter Konsens darüber, dass die Einrichtung von Betreuungsplätzen eine staatliche Aufgabe sein soll.

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

Einkommensungleichheit …
ungerecht Reduktion
Ostdeutschland 0.935∗∗∗ 1.550∗∗∗
untere Dienstklasse −0.085 0.268∗
einfache Angestellte 0.247 0.419∗∗
Fach-/Vorarbeiter 0.117 0.647∗∗
einfache Arbeiter 0.432∗ 0.770∗∗∗
Selbständige −0.216 0.267∗
Ost: untere Dienstklasse 0.111 0.111
Ost: einfache Angestellte −0 .230 0 .129
Ost: Fach-/Vorarbeiter 0.390 0.366
Ost: einfache Arbeiter −0.240 0.098
Ost: Selbständige 0.557 0.557
einfache Bildung 0.348 0.438∗∗
mittlere Bildung 0.152 0.307∗∗∗
Ost: einfache Bildung 0.887∗ −0.713∗
Ost: mittlere Bildung 0.060 −0.349∗∗
Nachkrieg 0.089 0.189
1980+ 0.066 −0.065
Ost: Nachkrieg −0.341∗ −0.548∗
Ost: 1980+ −0.425∗ −0.443
männlich −0.053 −0.136
Ost: männlich −0.195 0.076
Arbeitslosigkeit (5J) −0.041 0.654∗∗∗
Ost: Arbeitslosigkeit (5J) 0.151 −0.253
Kind im HH 0.045 0.079
Ost: Kind im HH −0.060 −0.109
männlich: Kind im HH −0.148 −0.166
Ost/männlich: Kind im HH −0.026 0.183
Cutpoint 1 −3.909∗∗∗ −2.850∗∗∗
Cutpoint 2 −1.073∗∗∗ −0.622∗∗∗
Cutpoint 3 0.152 0.261
Cutpoint 4 2.921∗∗∗ 2.501∗∗∗
N  2353 2346
Pseudo R2(McFadden Adj.) 0.000 0.025
Pseudo R2(McKelvey & Zavoina) 0.066 0.128
∅ Ost-West (% stimme stark zu) 0.059 0.178

Tabelle 2: Gerechtigkeit Einkommensverteilung


Tabelle 2 zeigt die Befunde für zwei Items, die auf das für die politische Diskussion in Deutschland im Allgemeinen und für Ostdeutschland im Besonderen zentrale Thema der „sozialen Gerechtigkeit“ – hier: die Akzeptanz für eine Ungleichheit der Einkommensverteilung – abzielen. Dabei thematisiert das erste Item direkt den Gerechtigkeitsaspekt, („Damit eine Gesellschaft gerecht ist, sollten die Unterschiede im Lebensstandard der Menschen gering sein“), während das zweite Item komplementär dazu aus der real vorhandenen Ungleichheit einen Anspruch auf staatliches Handeln ableitet („Der Staat sollte Maßnahmen ergreifen, um Einkommensunterschiede zu verringern“). Da die fünf Antwortvorgaben von „stimme stark zu“ bis „lehne stark ab“ eher als Ordinal- denn als Intervallskala zu betrachten sind, wurden hier ordinale logistische Modelle geschätzt, was die Interpretation etwas erschwert.

Festzuhalten ist zunächst, dass sich in beiden Landesteilen etwa ein knappes Fünftel (Ost) bzw. fast ein Drittel (West) der Befragten am neutralen Punkt der Antwortskala verortet. Relative große Minderheiten von einem Fünftel (West) bzw. einem Sechstel (Ost) empfindet Einkommensunterschiede als akzeptabel, während eine knappe (West) bzw. große (Ost) Mehrheit Einkommensunterschiede als ungerecht betrachtet. Diese Auffassung wird im Osten zudem tendenziell mit mehr Emphase vertreten.

Die linke Spalte von Tabelle 2 zeigt, dass einfache Arbeiter, Ostdeutsche und Menschen mit einfacher Bildung die Einkommensunterschiede in der Tendenz als weniger gerecht empfinden als andere Befragte. Insgesamt ist die Erklärungskraft des Modells aber recht gering, wie an den eher niedrigen Pseudo-R2−Werten abzulesen ist.


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Abbildung 3: Erwartete Werte für ausgewählte Gruppen: Einkommensungleichheit ungerecht – Wahrscheinlichkeit „stimme zu“


Aufgrund der ordinalen und non-linearen Struktur des Modells ergibt sich für jede der fünf Antwortkategorien ein eigener AME der Regionszugehörigkeit. In der Tabelle ausgewiesen ist der Wert für die extremste Antwortvorgabe („stimme stark zu“). Dieser liegt bei 0,059, d. h. die Eigenschaft, Ostdeutscher zu sein, erhöht im Mittel die Wahrscheinlichkeit, dass ein Befragter die Einkommensstruktur als extrem ungerecht empfindet, um knapp sechs Prozentpunkte.

Abbildung 3 zeigt über alle untersuchten Gruppen hinweg die erwarteten Raten für die einfache Zustimmung. Diese sind im Osten durchgehend und häufig auch im statistischen Sinne signifikant höher als im Westen, während innerhalb der Regionen keine signifikanten Unterschiede zwischen den sozialen Gruppen auftreten. Auffällig sind vor allem die klaren Unterschiede zwischen ost- und westdeutschen Selbständigen, aber auch zwischen den Angehörigen der Vorkriegsgeneration in beiden Regionen. Davon abgesehen muss aber nochmals darauf hingewiesen werden, dass sich in der Grafik die weitverbreitete Skepsis gegenüber großen Einkommensunterschieden in beiden Landesteilen ablesen lässt.

Sehr deutlich unterscheiden sich allerdings die Konsequenzen, die alte und neue Bundesbürger aus dieser Einstellung ziehen: Der Aussage, der Staat solle „Maßnahmen ergreifen, um Einkommensunterschiede zu verringern“ stimmen die Ostdeutschen (noch) weitaus stärker zu als die Westdeutschen. Bezogen auf die Kategorie „stimme voll zu“ beträgt der mittlere Unterschied zwischen Ost und West rund 18 Prozentpunkte, wie sich ganz unten rechts in Tabelle 2 ablesen lässt.


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Abbildung 4: Erwartete Werte für ausgewählte Gruppen: Reduktion von Einkommensungleichheit Aufgabe des Staates – Wahrscheinlichkeit „stimme stark zu“


Auch hier erleichtert eine graphische Darstellung die Interpretation der Befunde sehr. Wie in Abbildung 4 zu erkennen ist, unterscheiden sich über alle betrachteten Gruppen hinweg Ost- und Westdeutsche sehr deutlich. Einzige Ausnahme sind die Befragten mit einfacher Bildung. Innerhalb der Regionen sind die Unterschiede in den erwarteten Zustimmungsraten wiederum relativ gering und zumeist nicht signifikant. Lediglich die westdeutschen Arbeitslosen stimmen dem Item in dieser starken Form signifikant häufiger zu als jene westdeutschen Befragten, die innerhalb der letzten fünf Jahre nicht von Arbeitslosigkeit betroffen waren.

2.2.2 Bewertung der Systemleistungen

Im vorangegangen Abschnitt wurden die teils recht deutlichen regionalen Unterschiede in den Erwartungen an den Staat bzw. die Regierung herausgearbeitet. Diese Ost-West-Differenzen werfen die Frage auf, ob und wie sich die Bewertungen der Systemleistungen in beiden Landesteilen unterscheiden. Dabei soll sich die Betrachtung auf zwei Items konzentrieren, die auf Themen abzielen, die im Zentrum der sozialpolitischen Diskussionen der letzten Jahre standen. Zum einen stellte sich vielen Bürgern im Zusammenhang mit den „Agenda“-Reformen die Frage (insbesondere mit Blick auf die Hartz IV-Sätze für Kinder), ob das Niveau der Sozialleistungen für wirklich Bedürftige noch ausreichend ist. Diese Problematik greift das Item „Die Sozialleistungen in Deutschland sind unzureichend, um den Menschen zu helfen, die wirklich in Not sind“ auf. Auch hier wurde den Befragten wieder eine fünfstufige Ratingskala vorgegeben.

Das zweite Item ist hingegen deutlich spezifischer gefasst und zielt auf das Problem der Jugendarbeitslosigkeit. Hier wurde gefragt, wie die Respondenten „im Großen und Ganzen die Chancen von jungen Menschen ein[schätzen], zum ersten Mal eine Stelle zu finden“. Dabei konnten sie ihre Antworten mit Werten zwischen 0 („äußerst schlecht“) und 10 („äußerst gut“) abstufen.

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

Leistungen adäquat für Chancen von
Bedürftige Berufsanfängern
Ostdeutschland −0.367 −1.090∗∗
untere Dienstklasse −0.566∗∗∗ −0.486∗∗
einfache Angestellte −0.625∗∗∗ −0.585∗∗
Fach-/Vorarbeiter −0.945∗∗ −0.936∗∗∗
einfache Arbeiter −0.892∗∗ −0.871∗∗
Selbständige −0.545 −0.469
Ost: untere Dienstklasse 0.274 0.779∗
Ost: einfache Angestellte 0.409 0.347
Ost: Fach-/Vorarbeiter 0.380 0.461
Ost: einfache Arbeiter 0.093 0.445
Ost: Selbständige 0 .030 0 .330
einfache Bildung −0.311 −0.493∗∗
mittlere Bildung −0.235 −0.307∗
Ost: einfache Bildung −0.569 −0.416
Ost: mittlere Bildung −0.384 −0.152
Nachkrieg −0.119 −0.290
1980+ −0.273 −0.021
Ost: Nachkrieg −0.030 0.442
Ost: 1980+ 0.071 0.424
männlich 0.002 0.311∗∗
Ost: männlich −0.009 −0.303
Arbeitslosigkeit (5J) −0.310 −0.791∗∗∗
Ost: Arbeitslosigkeit (5J) −0.492∗ 0.444∗
Kind im HH −0.351∗∗∗ 0.197
Ost: Kind im HH 0.002 −0.639
männlich: Kind im HH 0.542∗ −0.082
Ost/männlich: Kind im HH −0.079 0.905
Konstante 5.644∗∗∗
Cutpoint 1 −3.504∗∗∗
Cutpoint 2 −1.058∗∗∗
Cutpoint 3 −0.098
Cutpoint 4 3.009∗∗∗
N  2334 2360
Adj. R2 0.080
Pseudo R2(McFadden Adj.) 0.012
Pseudo R2(McKelvey & Zavoina) 0.095
∅ Ost-West (% lehne stark ab/Punkte) 0.048 −0.500

Tabelle 3: Adäquate Leistungen/Chancen


Die linke Spalte von Tabelle 3 zeigt zunächst die Schätzungen für das Bedürftigkeits-Item. Trotz der nach wie vor sehr unterschiedlichen wirtschaftlichen und sozialen Umstände in beiden Landesteilen treten hier nur relativ schwache regionale Unterschiede auf.


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Abbildung 5: Erwartete Werte für ausgewählte Gruppen: Leistungen für Bedürftige adäquat – Wahrscheinlichkeit „lehne stark ab“


Sehr deutlich ist dies in Abbildung 5 zu erkennen, die die erwarteten Zustimmungsraten für die extremste Antwortkategorie („lehne stark ab“) zeigt. Dabei haben Gruppenzugehörigkeiten kaum einen Einfluss auf das erwartete Antwortverhalten. Ost-West-Unterschiede sind zwar deutlich ausgeprägt, aber nur im Falle der Arbeitslosen signifikant. Von diesen lehnen in Ostdeutschland 20 Prozent die Aussage ab, während der westdeutsche Vergleichswert nur bei 10 Prozent liegt.

Die rechte Spalte von Tabelle 3 zeigt die Modellschätzungen für das Item zu den Chancen von Berufsanfängern.10 Aus dem relativ niedrigen (korrigierten) R2 lässt sich ablesen, dass das Modell trotz der großen Zahl von Variablen nur einen relativ kleinen Teil der Antwortvarianz aufklären kann. Der AME beträgt hier 0.5 Skalenpunkte, d. h. über alle Gruppen hinweg schätzen die Ostdeutschen die Aussichten von Berufseinsteigern geringfügig negativer ein als ihre westdeutschen Mitbürger.


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Abbildung 6: Erwartete Werte für ausgewählte Gruppen: Perspektiven junger Berufsanfänger (1 = „extrem schlecht“; 11 = „extrem gut“)


Abbildung 6 zeigt jedoch ein etwas differenzierteres Bild. Zunächst ist festzuhalten, dass zum Zeitpunkt der Umfrage die deutsche Öffentlichkeit generell einen eher negativen Eindruck von den beruflichen Perspektiven junger Menschen hatte: Der mittlere Skalenwert der Befragten liegt bei 4,6, also im negativen Bereich. Dies mag der zunächst unübersichtlichen Situation im Krisenjahr 2008 geschuldet sein, erscheint aber heute mit Blick auf den sich abzeichnenden Mangel an jungen Fachkräften als unangemessen pessimistisch. Darüber hinaus scheinen die persönlichen Umstände den Blick auf die Gesellschaft zu färben: Menschen mit höheren Bildungsabschlüssen und Personen, die selbst nicht arbeitslos sind, nehmen ebenso wie die (westdeutschen) Mitglieder der oberen Dienstklasse die Lage etwas optimistischer wahr. Ost-West-Unterschiede sind (ebenso wie die Unterschiede innerhalb der Regionen) relativ schwach ausgeprägt und in den meisten Fällen nicht signifikant von Null verschieden. Bemerkenswert sind allerdings die regionalen Unterschiede innerhalb der oberen Dienstklasse sowie die sehr pessimistische Auffassung derjenigen Ostdeutschen, die selbst nicht von Arbeitslosigkeit betroffen sind. Diese deutet auf ein hohes Maß von Bedrohungsgefühlen hin, die im nächsten Abschnitt näher untersucht werden.

2.2.3 Prävalenz von Problemen und subjektive Risiken

Der ESS enthält zwei Items, die sich auf ökonomische Bedrohungsgefühle beziehen: Gefragt wurde zum einen, für wie wahrscheinlich es die Befragten halten, „dass Sie in den nächsten 12 Monaten arbeitslos werden und mindestens vier Wochen lang eine neue Stelle suchen müssen“, zum anderen, wie wahrscheinlich es sei, „dass es in den nächsten 12 Monaten Zeiten geben wird, in denen Sie nicht genug Geld für die Güter des täglichen Bedarfs ihres Haushalts haben werden“. Im Unterschied zu den bisher verwendeten Items wurden den Respondenten hier nur vier Antwortkategorien vorgegeben: „überhaupt nicht wahrscheinlich“, „nicht sehr wahrscheinlich“, „wahrscheinlich“ und „sehr wahrscheinlich“. Wegen dieser geringen Zahl von Antwortvorgaben werden hier wiederum ordinale logistische Modelle geschätzt.

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

Subjektive Wahrscheinlichkeit für …
Arbeitslosigkeit Armut
Ostdeutschland −0.589 −0.139
untere Dienstklasse 0.162 0.589∗∗∗
einfache Angestellte 0.468 0.702∗
Fach-/Vorarbeiter 0.737∗∗ 1.092∗∗∗
einfache Arbeiter 0.620∗∗ 1.132∗∗∗
Selbständige 0.067 0.605∗∗
Ost: untere Dienstklasse −0.033 −0.261
Ost: einfache Angestellte 0.037 0.005
Ost: Fach-/Vorarbeiter −0.034 −0.506∗
Ost: einfache Arbeiter 0.512 −0.017
Ost: Selbständige −0.069 −0.568∗
einfache Bildung 0.470 0.474∗
mittlere Bildung 0.244∗∗ 0.106
Ost: einfache Bildung −1.240∗∗ −0.277
Ost: mittlere Bildung 0.289 0.269
Nachkrieg 1.816∗∗∗ 0.487∗
1980+ 1.769∗∗∗ 0.671∗∗
Ost: Nachkrieg 0.751 0.245
Ost: 1980+ 1.261 0.530
männlich −0.081 −0.075
Ost: männlich −0.141 0.050
Arbeitslosigkeit (5J) 1.909∗∗∗ 1.203∗∗∗
Ost: Arbeitslosigkeit (5J) −0.372 −0.101
Kind im HH 0.293∗ 0.457∗∗∗
Ost: Kind im HH 0.032 0.487∗
männlich: Kind im HH −0.212∗ −0.318
Ost/männlich: Kind im HH 0.529 −0.058
Cutpoint 1 2.324∗∗∗ 0.941∗∗∗
Cutpoint 2 4.368∗∗∗ 3.441∗∗∗
Cutpoint 3 5.471∗∗∗ 5.013∗∗∗
N  1779 2352
Adj. R2
Pseudo R2(McFadden Adj.) 0.072 0.039
Pseudo R2(McKelvey & Zavoina) 0.261 0.155
∅ Ost-West (% sehr unwahrscheinlich) −0.070 −0.031

Tabelle 4: Gefühl subjektiver Bedrohung durch Arbeitslosigkeit und Armut


Die linke Spalte von Tabelle 4 zeigt die Ergebnisse für das Item, das sich auf die Angst vor Arbeitslosigkeit bezieht. Dabei ergibt sich eine Besonderheit daraus, dass zum Zeitpunkt der Befragung die übergroße Mehrheit der Vorkriegsgeneration bereits aus dem Erwerbsleben ausgeschieden war. Dies ist insofern unproblematisch, als im ESS-Fragebogen Personen, die nicht der Erwerbsbevölkerung angehören, ausgefiltert werden.11 Die Schätzungen für die Vorkriegsgeneration beziehen sich in diesem Fall deshalb nur auf solche Befragte, die nach eigener Einschätzung noch am Erwerbsleben teilnehmen, d. h. entweder arbeiten oder nach Arbeit suchen.

Dennoch ist es wenig überraschend, dass diese Referenzgruppe sich insgesamt kaum durch Arbeitslosigkeit bedroht fühlt. Dementsprechend werden für die beiden anderen Altersgruppen sehr hohe Koeffizienten geschätzt. Dieser starke Effekt des Alters trägt sicher zu der sehr guten Modellanpassung bei. Auch die persönliche Erfahrung mit Arbeitslosigkeit spielt aber eine wichtige Rolle: In beiden Regionen schätzen Menschen, die innerhalb der letzten fünf Jahre arbeitslos waren, ihr persönliches Risiko als weitaus größer ein als andere Befragte dies tun.


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Abbildung 7: Erwartete Werte für ausgewählte Gruppen: Subjektives Risiko von Arbeitslosigkeit – „sehr unwahrscheinlich“


Ost-West-Unterschiede spielen dabei allerdings kaum eine Rolle. Der AME der Regionszugehörigkeit liegt für die untere Extremkategorie (eigene Arbeitslosigkeit „sehr unwahrscheinlich“) bei nur sieben Prozentpunkten. Abbildung 7 zeigt, dass signifikante Ost-West-Unterschiede nur bei den einfachen Arbeitern, bei Männern mit Kindern im Haushalt und bei den nach 1980 geborenen Befragten auftreten. In allen drei Gruppen fühlen sich die Westdeutschen jeweils deutlich sicherer als ihre Mitbürger aus den neuen Ländern.


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Abbildung 8: Erwartete Werte für ausgewählte Gruppen: Subjektives Risiko von Armut – „sehr unwahrscheinlich“


Die rechte Spalte von Tabelle 4 zeigt die Schätzungen für das Modell zur Vorhersage des subjektiven Armutsrisikos. Auch hier wird eine sehr gute Anpassung an die Daten erreicht. Auffällig sind hier zunächst die starken Effekte der sozialen Klasse: Verglichen mit der (oberen) Dienstklasse schätzen einfache Angestellte und Arbeiter ihr Armutsrisiko als deutlich höher ein. Noch stärker ausgeprägt ist der Effekt der Arbeitslosigkeit. Ebenfalls klar zu erkennen ist ein gender-spezifischer Effekt des Zusammenlebens mit Kindern: Frauen mit Kindern nehmen ihr Risiko als höher wahr als Frauen ohne Kinder. Bei Männern zeigt sich kein solcher Unterschied, was daran zu erkennen ist, dass die männerspezifische Interaktion vom Betrag her etwa dem Haupteffekt entspricht.

Ost-West-Unterschiede sind hingegen von untergeordneter Bedeutung. Der AME für die Antwortkategorie „Armut sehr unwahrscheinlich“ beträgt lediglich drei Prozentpunkte.

Auch hier lassen sich die Implikationen der Modellschätzungen am besten graphisch interpretieren. Abbildung 8 zeigt deshalb die erwarteten Antwortwahrscheinlichkeiten für die Kategorie „sehr unwahrscheinlich“. Hier ist zunächst deutlich zu sehen, dass in keiner der betrachteten Gruppen im statistischen Sinne signifikante Ost-West-Differenzen auftreten. Zweitens zeichnen sich die Effekte der Berufsklasse in beiden Regionen sehr klar ab. Drittens ist im rechten Teil der Grafik die subjektive Bedrohung der Frauen, die mit Kindern zusammenleben, zu erkennen. Es steht zu vermuten, dass dieser Effekt partiell durch die häufig prekäre Situation alleinerziehender Frauen zu erklären ist. Viertens schließlich zeichnet sich in beiden Regionen eine Kluft zwischen der Vorkriegsgeneration, die ihre finanzielle Lage als relativ sicher empfindet, und den jüngeren Altersgruppen ab.

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

Geschätzte Anteile von sozialen Gruppen:
Arbeitslose Arme
Ostdeutschland 4 .122 −1 .870
untere Dienstklasse 1.089 1.889
einfache Angestellte 1 .347 2 .674
Fach-/Vorarbeiter 4.050 4.581
einfache Arbeiter 6.372 8.037∗∗
Selbständige 2.288 2.574∗
Ost: untere Dienstklasse 0.616 1.969
Ost: einfache Angestellte 1 .901 −1 .823
Ost: Fach-/Vorarbeiter −0.369 −2.405
Ost: einfache Arbeiter 0.996 0.185
Ost: Selbständige 2 .121 −3 .913
einfache Bildung 3.925 3.585
mittlere Bildung 2.712 3.181
Ost: einfache Bildung −0.555 3.154
Ost: mittlere Bildung −1.065 1.876
Nachkrieg −1.249 0.768
1980+ 0.637 2.068
Ost: Nachkrieg 2.721 3.539
Ost: 1980+ −0.810 2.617
männlich −4.323∗ −4.236
Ost: männlich −1.127 1.549
Arbeitslosigkeit (5J) 3.351 4.977
Ost: Arbeitslosigkeit (5J) −1.687 −1.828
Kind im HH 1.501 −0.498
Ost: Kind im HH −1.621 3.709∗∗
männlich: Kind im HH −0.672 2.143
Ost/männlich: Kind im HH −3.675 −8.213
Konstante 17.326∗∗∗ 15.218∗∗∗
ln(σ) 2.614∗∗∗ 2.677∗∗∗
N  2333 2328
Pseudo R2(McFadden Adj.) 0.013 0.011
Pseudo R2(McKelvey & Zavoina) 0.123 0.116
∅ Ost-West (%) 4.302 2.255

Tabelle 5: Wahrgenommene Prävalenz sozialer Gruppen


Neben den Items, die sich auf individuelle subjektive soziale bzw. ökonomische Risiken beziehen, enthält der ESS zwei analoge Fragen die auf die Verbreitung dieser Probleme in der Bevölkerung abzielen.12 Auf der im Fragetext angesprochenen Liste waren für den Bereich von Null bis 49 Prozent Intervalle mit einer Breite von jeweils fünf Punkten vorgegeben. Die letzte Kategorie lautete „50 Prozent und mehr“.

Diese Skalierung ist sicherlich für die im Mittel sehr hohen Schätzwerte mitverantwortlich. Zudem stellt sich die Frage nach einer angemessenen Modellierung, da die Intervalle relativ breit sind und das oberste Intervall nach rechts offen ist bzw. eine Breite von 50 Prozentpunkten hat. Für beide Variablen wurden deshalb Intervallregressionen geschätzt, die diesen besonderen Umständen Rechnung tragen. Dies hat den Vorteil, dass die Koeffizienten wie Schätzungen für eine lineare Regression zu interpretieren sind.

Die linke Spalte in Tabelle 5 zeigt die Ergebnisse. Obwohl für die meisten Gruppen Koeffizienten im Bereich von zwei bis sechs Prozentpunkten geschätzt werden, ist nur einer dieser Parameter, nämlich der Effekt des Geschlechts, signifikant von Null verschieden. Dies erklärt sich zum Teil aus der relativ großen Unsicherheit über den Wert, der tatsächlich hinter der Entscheidung für ein Intervall steht, bzw. aus der Breite der Intervalle. Der AME für die regionale Zugehörigkeit liegt bei 4,3 Prozentpunkten, d. h. bei weniger als einer Intervallbreite. Dementsprechend sind in Abbildung 9 auch keine signifikanten Regionaleffekte oder Differenzen innerhalb der Gruppen zu erkennen. Vielmehr überschätzen fast alle Befragten die Arbeitslosenquote in erheblichem Umfang.13


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Abbildung 9: Erwartete Werte für ausgewählte Gruppen: Geschätzte Arbeitslosenquote


Auch die Zahl der Armen wird von den Befragten deutlich überschätzt. Anders als bei der Arbeitslosenquote ist es kaum möglich, amtliche Zahlen darüber zu finden, wieviele Menschen sich „Güter des täglichen Bedarfs“ nicht leisten können. Die Zahl der Bezieher von Hartz IV-Leistungen ist aber als brauchbare Annäherung zu betrachten. Diese lag im Befragungszeitraum bei rund 6,7 Millionen Menschen. Selbst wenn man von einer Dunkelziffer im Bereich von 50 Prozent ausgeht, ergäbe sich daraus ein Bevölkerungsanteil14 von maximal 12 Prozent. Dies entspricht in etwa auch den Werten, die Lohmann und Gießelmann (2010, S. 302) auf Grundlage des SOEP errechnen. Hingegen liegt der Median der von den Befragten geschätzten Werte im vierten Intervall (15-19 Prozent).

Die rechte Spalte von Tabelle 5 zeigt die vollständigen Modellschätzungen. Signifikante Effekte ergeben sich hier nur für die einfachen Arbeiter, die Selbständigen und die Ostdeutschen mit Kindern. Der AME der Regionalzugehörigkeit liegt bei nur rund zwei Prozentpunkten.


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Abbildung 10: Erwartete Werte für ausgewählte Gruppen: Geschätzte Armutsquote


Aus Abbildung 10 lässt sich ablesen, dass sich die sozialen Gruppen und die beiden Regionen in ihrer Einschätzung der Armutsquote im Grunde kaum voneinander unterscheiden. Zudem sind die erwarteten Werte mit relativ breiten Konfidenzintervallen behaftet.

Zusammenfassend lässt sich festhalten, dass zumindest zum Zeitpunkt der Befragung das Ausmaß der sozialen Probleme in Deutschland von den Befragten relativ deutlich überschätzt wurde. Dabei lassen sich kaum systematische Muster nachweisen. Die subjektive Bedrohung durch Arbeitslosigkeit und Armut hingegen wird klar von individuellen Merkmalen wie der Berufsklasse, vorausgegangener Arbeitslosigkeit und der Kohortenzugehörigkeit beeinflusst, die auch objektiv einen Effekt auf diese Risiken haben. Ost-West-Differenzen spielen unter Kontrolle dieser Variablen so gut wie keine Rolle mehr.

2.2.4 Nichtintendierte Folgen

Sozialpolitische Konflikte sind stets auch Verteilungskonflikte. Die öffentliche Debatte konzentriert in der Regel jedoch auf Fragen des Missbrauchs, der Fehlsteuerung und der Kapazität des Systems. Auch zu diesen Punkten enthält der ESS eine Reihe von Items, die in diesem und im folgenden Abschnitt analysiert werden. Eine erste Gruppe von Fragen bezieht sich dabei auf das Ausmaß des Sozialbetrugs beim Arbeitslosen- und Krankengeld.15

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

Unberechtigter Bezug von …
ALG Krankengeld
Ostdeutschland −0.007 −0.561∗∗
untere Dienstklasse 0.289∗∗∗ 0.141
einfache Angestellte 0.382∗∗ 0.151
Fach-/Vorarbeiter 0.945∗∗∗ 0.633∗∗
einfache Arbeiter 0.807∗∗∗ 0.500
Selbständige 1.003∗∗∗ 0.582∗∗
Ost: untere Dienstklasse −0.167 0.416
Ost: einfache Angestellte −0.178 0.226
Ost: Fach-/Vorarbeiter −0.396 −0.405
Ost: einfache Arbeiter −0.312 0.373
Ost: Selbständige −0.226 0.155
einfache Bildung 0.686∗∗ 0.437∗
mittlere Bildung 0.268∗ 0.253
Ost: einfache Bildung −0.421 −0.738∗
Ost: mittlere Bildung −0.075 −0.319
Nachkrieg −0.366∗∗∗ −0.060
1980+ −0.086 0.164
Ost: Nachkrieg 0.448∗ 0.039
Ost: 1980+ 0.341 0.619∗∗
männlich −0.100 0.209
Ost: männlich −0.153 −0.211
Arbeitslosigkeit (5J) −0.074 −0.267
Ost: Arbeitslosigkeit (5J) −0.480∗∗ −0.012
Kind im HH −0.034 0.096
Ost: Kind im HH −0.062 −0.192
männlich: Kind im HH 0.067 −0.482∗∗∗
Ost/männlich: Kind im HH 0.031 1.010∗∗∗
Cutpoint 1 −2.689∗∗∗ −1.912∗∗∗
Cutpoint 2 −0.124 0.618∗∗∗
Cutpoint 3 1.016∗∗∗ 1.627∗∗∗
Cutpoint 4 3.186∗∗∗ 4.290∗∗∗
N  2353 2335
Pseudo R2(McFadden Adj.) −0.001 −0.003
Pseudo R2(McKelvey & Zavoina) 0.056 0.056
∅ Ost-West (% lehne stark ab) 0.002 0.047

Tabelle 6: Wahrgenommene Häufigkeit von Sozialbetrug


Die linke Spalte von Tabelle 6 zeigt die Schätzungen für ein entsprechendes ordinales Logit-Modell. Zunächst ist hier festzuhalten, dass das Modell insgesamt die empirische Verteilung der Antworten nur schlecht erklären kann. Zweitens gibt es hier in der Problemwahrnehmung von Ost- und Westdeutschen so gut wie keine Unterschiede: In beiden Regionen unterstellt eine Minderheit von etwa einem Drittel der Befragten den Arbeitslosen, dass diese in Wirklichkeit nicht arbeiten wollten. Bezogen auf die Kategorie „lehne stark ab“ beträgt die mittlere geschätzte Differenz zwischen Ost und West nur 0,2 Prozentpunkte.


PIC

Abbildung 11: Erwartete Werte für ausgewählte Gruppen: Arbeitslose wollen nicht arbeiten – Wahrscheinlichkeit „stimme zu“


Abbildung 11, in der die erwarteten Anteilswerte für die Ausprägung „stimme zu“ eingetragen sind, bestätigt diesen Eindruck. Zugleich zeigt die Grafik, dass es zumindest in Westdeutschland in der Beurteilung von Arbeitslosen sehr deutliche und auch statistisch signifikante Klassen- und Bildungsunterschiede gibt: Arbeiter und Selbständige beurteilen die angeblich fehlende Motivation der Arbeitslosen sehr viel kritischer als (leitende) Angestellte.

Etwas anders stellt sich die Lage bei der Einschätzung des Krankenstandes dar. Wie sich aus der rechten Spalte von Tabelle 6 ablesen lässt, beträgt der AME (berechnet für die Ausprägung „lehne stark ab“) hier knapp fünf Prozentpunkte.


PIC

Abbildung 12: Erwartete Werte für ausgewählte Gruppen: Kranke nicht wirklich krank – Wahrscheinlichkeit „lehne stark ab“


Auch hier spielen Klassen- und Bildungseffekte eine gewisse Rolle. Diese sind aber – ebenso wie die Ost-West-Differenzen – nur in wenigen Fällen signifikant, wie in Abbildung 12 abzulesen ist.

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

%3

Negative Folgen …
für Wirtschaft Faulheit Gleichgültigkeit
Ostdeutschland −0.022 −0.281 −0.417∗
untere Dienstklasse 0.017 0.305∗∗∗ 0.361∗∗
einfache Angestellte 0.128 0.172 0.172
Fach-/Vorarbeiter 0.067 0.542∗∗∗ 0.475∗∗∗
einfache Arbeiter 0.199 0.758∗∗∗ 0.525∗∗∗
Selbständige 0.470∗∗ 0.774∗∗ 0.781∗∗
Ost: untere Dienstklasse 0.122 −0.086 0.044
Ost: einfache Angestellte 0.115 −0.294 −0.443
Ost: Fach-/Vorarbeiter 0.233 −0.308 −0.416∗
Ost: einfache Arbeiter 0.341 −0.282 −0.309
Ost: Selbständige 0.488 −0.291 −0.448
einfache Bildung 0.236 0.530∗∗ −0.137
mittlere Bildung 0.274∗ 0.189∗ 0.091∗
Ost: einfache Bildung −0.927∗ −1.225∗∗∗ −0.339
Ost: mittlere Bildung −0.646∗∗ −0.172 0.021
Nachkrieg 0.007 −0.165 −0.426∗∗
1980+ −0.212 −0.058 −0.408∗∗∗
Ost: Nachkrieg −0.115 0.412∗ 0.385
Ost: 1980+ 0.333 1.122∗∗ 0.797∗
männlich 0.067 0.134 0.190∗
Ost: männlich −0.187 −0.334 −0.261
Arbeitslosigkeit (5J) −0.176 −0.166 −0.161
Ost: Arbeitslosigkeit (5J) −0.067 −0.522∗∗ −0.286

Stichwort: Politikverdrossenheit

 

Politikverdrossenheit, ein Gefühl der Unzufriedenheit mit verschiedensten polit. Objekten: Politikern, →Parteien, Politikinhalten, Entscheidungs- und sonstigen Strukturen. Der Begriff hat seit den 1990er Jahren verwandte, aber spezifischere Begriffe wie Staats-, Demokratie-, Politiker- und Parteienverdrossenheit faktisch abgelöst. Der damit verbundene Mangel an Präzision wird in der Literatur häufig kritisiert.

(1) P. wird auf eine Vielzahl von disparaten Ursachen (Bildungsexpansion, Medieneffekte, →Wertewandel, Zerfall von Bindungen an →Gewerkschaften, Schichten und andere Großgruppen, institutionelle Faktoren, Fehlverhalten von Politikern und Parteien, etc.) zurückgeführt, teilweise auch mit diesen gleichgesetzt. Umgekehrt wird P. für eine Vielzahl von (relativ) neuen, häufig als negativ betrachteten polit. Phänomenen (u. a. →Nichtwahl, Wahl von nicht etablierten und radikalen Parteien, unkonventionelle →Partizipation, Mitgliederschwund von Parteien) verantwortlich gemacht. Diese Überlegungen knüpfen an die ältere Debatte zur →Unregierbarkeit westl. →Demokratien an und lassen sich in rudimentärer Form bis in die Zeit nach dem II. Weltkrieg zurückverfolgen. (2) Angesichts dieser sehr heterogenen Erklärungsversuche und der oft unbefriedigenden Datenlage wird vielfach bezweifelt, ob P. überhaupt ein einheitliches Konzept darstellt. Empirisch läßt sich zeigen, daß zwischen verschiedenen Einstellungen, die als Aspekte von P. betrachtet werden, nur relative lose Zusammenhänge bestehen. Außerhalb des dt. Sprachraumes ist der Begriff der P. ungebräuchlich. Einige Autoren plädieren deshalb dafür, den Begriff durch verwandte, aber präzisere, differenziertere und etabliertere Konzepte aus der internat. Forschung wie z. B. den von D. Easton entwickelten Begriff der polit. Unterstützung (→Support) zu ersetzen.
Lit.: Arzheimer, K. 2002: P.. Bedeutung, Verwendung und empirische Relevanz eines politikwissenschaftlichen Begriffs, Wsb. Ehrhart, C./Sandschneider, E. 1994: P., in: ZParl 25, 441–458. Maier, J. 2000: Politikerverdrossenheit in der Bundesrepublik Deutschland, Opl. Schedler, A. 1993: Die demoskopische Konstruktion von P., in: PVS 34, 414–435. Wollling, J. 1999: P. durch Massenmedien?, Opl./Wsb.

Stichwort: PDS

 

Gründung:

Die PDS ist die Nachfolgerin der 1946 durch die Zwangsvereinigung von ® SPD und KPD entstandenen Sozialistischen Einheitspartei Deutschlands (SED). Schon vor der Gründung der ® DDR im Oktober 1949 hatte die von Moskau protegierte SED für sich die politische Führungsrolle in der damaligen sowjetischen Besatzungszone beansprucht. Obwohl in der DDR nominell ein Mehrparteiensystem existierte, avancierte die SED nach dem Vorbild der KPdSU rasch zur Staatspartei, deren Führungsanspruch in der Verfassung festgeschrieben war. Parallel zur staatlichen Verwaltung entstand ein umfangreicher Parteiapparat, mit dessen Hilfe es der SED gelang, alle staatlichen und die meisten gesellschaftlichen Institutionen zu kontrollieren. Damit entschied das Wohlwollen der Partei über die Zuteilung von Lebenschancen. Legitimiert wurde dieses Praxis durch das von Lenin formulierte Avantgarde-Prinzip, nach dem die kommunistischen Parteien den „am weitesten fortgeschrittenen“ Teil der Arbeiterklasse repräsentieren und deshalb an deren Stelle die „Diktatur des Proletariats“ ausüben sollen. Innerhalb der SED erfolgte die Willensbildung nach dem ebenfalls von Lenin propagierten Muster des „Demokratischen Zentralismus“ von oben nach unten.

Durch die Reformpolitik Gorbatschows in der Sowjetunion, die Öffnung der ungarischen Westgrenze und die immer deutlicher zu Tage tretende Unzufriedenheit der Bürger, die schließlich zu den im September 1989 einsetzenden Massendemonstrationen führte, geriet die Herrschaft der SED ins Wanken. Im Oktober kam es zunächst zu einem parteiinternen Machtkampf, in dessen Folge der langjährige Staats- und Parteichef Honnecker sowie zahlreiche Angehörige seiner Generation aus ihren Ämtern gedrängt und durch jüngere Mitglieder der Parteiführung ersetzt wurden. Unter dem Eindruck unverminderter Massenproteste gab die Partei dann Anfang Dezember ihren Führungsanspruch, den sie de facto nicht mehr durchsetzen konnte, auch formell auf. In den folgenden Tagen verloren fast alle Angehörigen der Parteispitze ihre Posten und wurden durch jüngere, politisch weitaus weniger belastete Mitglieder der Partei abgelöst. Zum neuen Parteivorsitzender wurde der Rechtsanwalt Gregor Gysi gewählt, der wiederholt Regimegegner verteidigt hatte und als Reformsozialist galt. Vor die Alternative gestellt, die Partei entweder aufzulösen und anschließend neu zu gründen oder aber die bestehende Organisation zu reformieren, entschied sich ein Sonderparteitag vor allem aus wirtschaftlichen Überlegungen heraus für die LETZTGENANNTE Option und beschloß die Umbenennung in Sozialistische Einheitspartei Deutschlands – Partei des Demokratischen Sozialismus (SED-PDS). IM VORFELD DER ersten freien Wahlen im März 1990 legte die SED-PDS den mittlerweile als belastend empfundenen ersten Namenbestandteil ab und bezeichnet sich seitdem nur noch als Partei des Demokratischen Sozialismus (PDS).

Mitglieder und Organisation:

Die Nähe zur Partei war in der DDR praktisch eine Voraussetzung für die berufliche Karriere. Deshalb waren noch im Oktober 1989 2,3 Millionen DDR-Bürger und damit fast ein Fünftel der erwachsenen Bevölkerung Mitglied der SED. Innerhalb eines halben Jahres sank diese Zahl auf 450.000 Personen, und bis zur ersten gesamtdeutschen Bundestagswahl verlor die Partei nochmals ein Drittel der Mitglieder. 1992 gehörten der Partei noch knapp 150.000 Personen an, seitdem hat sich Auszehrungsprozeß etwas verlangsamt. 1998 zählte die Partei nach eigenen Angaben nur noch knapp 95.000 Mitglieder, von denen lediglich 2.900 den westlichen Landesverbänden angehören. BIS ZUM ENDE DER DEKADE STIEG DIE ZAHL DER MITGLIEDER IM WESTEN AUF IMMERHIN ETWA 3800. INSGESAMT SANK DIE MITGLIEDERZAHL JEDOCH AUF WENIGER ALS 90.000. IN DEN NEUEN LÄNDERN verblieben vor allem ältere Menschen in der Partei, was zu einer in der deutschen Parteienlandschaft einzigartigen Überalterung geführt hat: 1996 waren rund 60 % der Parteimitglieder über 60 Jahre alt, IM JAHR 2000 HATTE DER ANTEIL DER ÜBER SECHZIGJÄHRIGEN BEREITS ETWA 80 % ERREICHT. Neueintritte sind trotz der massiven Bemühungen der Parteiführung bisher kaum zu verzeichnen, etwa 98 % der Mitglieder gehörten bereits der SED an (Moreau 1998) UND IST DER PARTEI EMOTIONAL ENG VERBUNDEN (CHRAPA/WITTICH 2001). Nach Parteiangaben waren 1997 rund 46 % der Mitglieder Frauen. Für die Wahlvorschläge auf allen politischen Ebenen sowie für parteiinterne Wahlen sieht die Satzung (Parteistatut in der Fassung vom Januar 1997) eine fünfzigprozentige Frauenquote vor, die weitgehend erfüllt wird.

Ihren umfangreichen Apparat von ursprünglich ca. 40.000 hauptamtlichen Mitarbeitern mußte die Partei in den Jahren nach der Wende rasch abbauen; 1994 verfügte die PDS nur noch über rund 150 Angestellte. Der organisatorische Aufbau der PDS entspricht weitgehend dem Muster der anderen Parteien. Eine Besonderheit besteht jedoch in der starken Betonung basisdemokratischer und pluralistischer Strukturen, durch die sich die PDS bereits 1990 vom „demokratischen Zentralismus“ der SED abzugrenzen versuchte, sowie in den sehr weitgehenden Mitwirkungsrechten, die die PDS den sogenannten „SympathisantInnen“ zubilligt.

Neben dem Bundesverband mit Sitz in Berlin bestehen in allen Ländern der Bundesrepublik Landes- und Kreisverbände sowie Basisorganisationen, die den Gebietsverbänden angeschlossen sind. Die Basisorganisationen müssen nicht unbedingt nach territorialen Gesichtspunkten gebildet werden, auch Zusammenschlüsse unter thematischen Gesichtspunkten sowie die Bildung von Betriebsgruppen – eine Reminiszenz an die SED-Vergangenheit – sind möglich. Oberstes Organ der Partei ist der Bundesparteitag, nach der Satzung ein ständiges Organ, dessen Mitglieder für die Dauer von zwei Jahren gewählt werden und mindestens einmal im Jahr zusammentreten sollen. Der Parteitag wählt unter anderem den Bundesvorsitzenden der Partei, dessen Stellvertreter, den Geschäftsführer und den Bundesschatzmeister sowie die weiteren Mitglieder des Bundesvorstandes, der nach der Satzung das „höchste politische Organ zwischen den Tagungen des Parteitages“ darstellt. Drittes Parteiorgan auf Bundesebene ist der Parteirat, ein Organ mit „Konsultativ-, Kontroll- und Initiativfunktion gegenüber dem Parteivorstand“, dem Vertreter der Landesverbände, Bundestagsfraktion sowie der Interessen- und Arbeitsgemeinschaften angehören. Der Parteirat war als Organ der innerparteilichen Willensbildung und Konfliktregelung konzipiert. „Zahlreiche Appelle, seine Rolle besser auszufüllen, zeigen, daß … [der Parteirat] diese Erwartung nicht erfüllt hat“ (Neugebauer/Stöss 1996: 130). Daneben existieren eine Schiedskommission, eine Finanzrevisionskommission, eine historische Kommission sowie ein „Rat der Alten“. Interessengemeinschaften, Arbeitskreise und Plattformen – 1999 bestanden bundesweit 28 derartige Vereinigungen – nehmen in der Partei eine Sonderstellung ein. Sie genießen nicht nur weitgehende Autonomierechte, sondern können, wenn sie von „besonderer politischer Bedeutung für den Meinungs- und Willensbildungsprozeß der Gesamtpartei sind“, neben den Gebietsverbänden im Delegiertenschlüssel für den Bundesparteitag berücksichtigt werden. Nach der Satzung ist es möglich, daß bis zu 20 % der stimmberechtigten Delegierten von den Zusammenschlüssen entsandt werden.

Innerhalb und außerhalb der Partei umstritten ist seit ihrer Gründung im Januar 1990 insbesondere die „Kommunistische Plattform“ (KPF), die sich als „ein offen tätiger Zusammenschluß von Kommunistinnen und Kommunisten in der PDS“ versteht und sich der „Bewahrung und Weiterentwicklung marxistischen Gedankenguts“ widmet. Der KPF gehörten 1996 noch ca. 500 aktive Mitglieder an (Moreau 1998: 195). Neben der KPF bestehen weitere, noch kleinere Zusammenschlüsse wie die AG „Junge Genossinnen in und bei der PDS“, das „Marxistische Forum“ sowie die „ARGE Konkrete Demokratie – Soziale Befreiung in und bei der PDS“, die von den Verfassungsschutzbehörden ebenfalls als linksextremistisch eingestuft werden und mit anderen Organisationen der äußersten Linken kooperieren. Ihr Einfluß auf die Gesamtpartei dürfte insgesamt gering sein. Für eine Partei mit demokratischem Anspruch ist es jedoch bedenklich, daß Parteitag und Vorstand bislang nicht bereit waren, sich von Gruppierungen, an deren Verfassungstreue ernste Zweifel bestehen, zu distanzieren.

Programmatik:

Neben zahlreichen Positionspapieren hat die Bundespartei seit ihrer Gründung fünf umfangreichere Programme erarbeitet: Das Parteiprogramm vom Februar 1990 (zugleich Wahlprogramm), das Grundsatzprogramm vom Januar 1993 sowie die Wahlprogramme zu den Bundestags- und Europawahlen 1994, 1998 und 1999. Das Bekenntnis zum Sozialismus als „eine der größten humanistischen Ideen“ war im ersten Programm der PDS ebenso zu finden wie die Ablehnung des „administrativ-zentralistischen“ Sozialismus in der DDR. Als „Ahnen“ der PDS wurden unter anderem Marx, Bernstein, Kautsky und Gramsci in Anspruch genommen. Wie alle späteren Plattformen ist auch das erste Programm als ein Kompromiß zwischen den sozialistischen, reformsozialistischen und sozialdemokratischen Strömungen in der Partei zu verstehen. Dies gilt insbesondere für das Grundsatzprogramm von 1993, in dem sich die PDS als „Zusammenschluß unterschiedlicher linker Kräfte“ präsentiert. Folgerichtig kombiniert die PDS klassische Ziele der alten Linken -Arbeitnehmerrechte, Arbeitszeitverkürzung, Ausbau der sozialen Sicherungssysteme (® Soziale Sicherheit), verstärkte Staatstätigkeit, Verstaatlichung bzw. Vergesellschaftung von Betrieben – mit Forderung der neuen Linken – Aufnahme direktdemokratischer Elemente in die Verfassung, Emanzipation der Frau, positive Diskriminierung von Minderheiten (® Minderheiten/Randgruppen), Ökologisierung der Wirtschaft, Förderung der Dritten Welt, Demilitarisierung, Liberalisierung der Migrationspolitik. Ergänzt wird dieses Konglomerat durch den Verweis auf spezifisch ostdeutsche Themen: Renten- und Eigentumsrechte, Stellung ehemaliger Partei- und Stasi-Angehöriger, Förderprogramme für die neuen Länder. Die Wahlprogramme nehmen diesen Katalog in leicht veränderter Form wieder auf, unterscheiden sich aber vom Grundsatzprogramm dadurch, daß sie sich in geringerem Umfang auf die DDR-Vergangenheit beziehen und in ihrer Diktion gemäßigter sind.

Im eigentlichen Sinne marxistische Elemente enthält keines der PDS-Programme. Parallelen zur Programmatik von ® B90/Die Grünen und zum Berliner Grundsatzprogramm der SPD von 1989 sind an vielen Stellen unverkennbar. Politisch umstritten waren und sind jedoch die Pläne der PDS für ein „ostdeutsches Gremium“ (Grundsatzprogramm, Wahlprogramm 1994) bzw. eine „parlamentarische Kammer auf Bundesebene als Vertretung sozialer, ökologischer, feministischer und anderer Bewegungen“ (Wahlprogramm 1998, Verfassungsentwurf der BT-Fraktion 1994). Kritiker werfen der Partei vor, durch solche und andere Vorstöße unter dem Deckmantel der Demokratisierung das Prinzip des ® Parlamentarismus zu untergraben und ihre eigene, vornehmlich außerparlamentarische Machtposition sichern zu wollen.

Wahlbeteiligung, Wahlerfolge und Wähler:

Die PDS hat bei den Bundestagswahlen 1990, 1994 und 1998 sowie bei den Europawahlen 1994 und 1999 in allen Ländern der Bundesrepublik kandidiert. Darüber hinaus ist sie seit der Wiedervereinigung zu allen Landtags- und Kommunalwahlen in den neuen Ländern und Berlin angetreten, außerdem bei den Bürgerschaftswahlen in Hamburg (1997, 2001) und Bremen (1995, 1999) sowie bei der Landtagswahl 2000 in Schleswig-Holstein.

Dabei zeigte sich bislang ein charakteristisches Muster: In den westlichen Ländern ist die PDS mit Ergebnissen von ca. 1 % der gültigen Stimmen eine Splitterpartei, während sie im Osten mit Stimmenanteilen von mehr als 20 % zur drittstärksten Kraft in der Region avancierte. Während die PDS bis 1998 nur auf Grund von Sonderregelungen im Wahlrecht (getrennte Anwendung der Fünfprozentklausel 1990, Grundmandatsklausel 1994) im Bundestag vertreten war, hat sie in den ostdeutschen Landtagen durch das Ausscheiden von ® F.D.P. und B90/Die Grünen Mitte der 90er Jahre erheblich an Bedeutung gewonnen. Nach der Landtagswahl `98 in Mecklenburg-Vorpommern wurde die PDS durch einen Koalition mit der SPD erstmals an der Regierung eines Bundeslandes beteiligt. Diese krassen Unterschiede sind Ausdruck einer Regionalisierung des ® Parteiensystems und deuten auf fortbestehende Unterschiede in den politischen Orientierungen von Ost- und Westdeutschen hin.

Statistisch gesicherte Aussagen über die PDS-Wähler im Westen sind wegen der geringen Fallzahlen kaum möglich. Mit Hilfe sehr großer Stichproben läßt sich aber zumindest zeigen, daß die PDS-Wähler im Westen relativ jung und zu ca. zwei Dritteln männlichen Geschlechtes sind – beides Merkmale, die für die Anhängerschaften von Flügelparteien charakteristisch sind – während die PDS-Wähler im Osten hinsichtlich dieser demographischen Merkmale nicht vom Bevölkerungsdurchschnitt in den neuen Ländern abweichen. Deutliche Unterschiede bestehen jedoch bei der formalen Bildung: 26 % der ostdeutschen PDS-Wähler haben ein Hochschulstudium abgeschlossen, während unter den Wählern der übrigen Parteien nur 11 % über einen solchen Abschluß verfügen. Die Wähler der PDS rekrutieren sich also zu einem erheblichen Teil aus dem Kreis derjenigen Personen, die in Ostdeutschland beruflich Karriere gemacht hatten. Dies zeigt sich noch deutlicher, wenn man die Betrachtungsweise umkehrt: 36 % der befragten ostdeutschen Akademiker gaben an, bei der BTW ´98 für die PDS stimmen zu wollen.

Charakteristisch für die Anhänger der PDS sind ein starker Bezug zur früheren DDR sowie eine ausgeprägte Unzufriedenheit mit dem Ergebnis der Wiedervereinigung (® Transformation/Transition). Daraus resultieren Gefühle materieller und immaterieller Deprivation. 23 % der PDS-Wähler fühlten sich der alten DDR „sehr verbunden“ (Wähler der übrigen Parteien: 9 %), 60 % empfanden die Gesellschaftsordnung der Bundesrepublik als „eher ungerecht“ (übrige Parteien 32 %), 38 % hatten das Gefühl, einer „eher benachteiligten Bevölkerungsgruppe“ anzugehören (übrige Parteien 23 %), obwohl sich die befragten PDS-Wähler hinsichtlich ihrer objektiven wirtschaftlichen Lage nicht signifikant von den Wählern anderer Parteien unterschieden. Im Rückblick gaben 61 % an, die sozialen Sicherungssysteme der DDR seien „viel besser“ gewesen als die der Bundesrepublik (übrige Parteien 37 %), 51 % fühlten sich in der DDR „viel besser“ vor Verbrechen geschützt (übrige Parteien 37 %) und 57 % glaubten, in der DDR sei der soziale Zusammenhalt „viel besser“ gewesen (Wähler der übrige Parteien 43 %). Dem Parlament und der Regierung, den Parteien, ® Politikern und Gerichten bringen sie ein ausgeprägtes Mißtrauen entgegen.

Die negative Haltung gegenüber der Bundesrepublik läßt sich u.a. auf die gesellschaftspolitischen Ziele der PDS-Wähler zurückführen, die nur bedingt mit der politischen Ordnung in der Bundesrepublik vereinbar sind und auf eine Intensivierung der Staatstätigkeit und eine Abschwächung des Leistungsprinzips hinauslaufen. So schrieben die befragten PDS-Wähler dem Staat eine größere Verantwortung für die Bereitstellung von Arbeitsplätzen zu als die Anhänger der anderen Parteien und bewerten Verstaatlichungen positiver als ihre ostdeutschen Mitbürger. Darüber hinaus stimmten 50 % der PDS-Wähler der Aussage, der Sozialismus sei prinzipiell eine gute Idee gewesen, die schlecht ausgeführt worden sei, „voll und ganz zu“ (übrige Parteien 23 %). Hinsichtlich der Bewertung von Demokratie und Pluralismus hingegen unterscheiden sich die PDS-Wähler nicht signifikant von anderen ostdeutschen Wählern.

Generell ist jedoch festzuhalten, daß zwischen Ost- und Westdeutschen bezüglich der gesellschaftspolitischen Einstellungen wesentlich größere Unterschiede bestehen als innerhalb der ostdeutschen Wählerschaft, die im ganzen immer noch sehr stark egalitäre und staatsinterventionistische Orientierungen aufweist (Arzheimer/Klein 2000). Die PDS-Wähler unterscheiden sich von ihren Mitbürgern vor allem dadurch, daß sie diese Einstellungen noch prononcierter vertreten und sich dabei stärker für Politik interessieren und engagieren (® Politische Effektivität, Politisches Interesse, Politische Informiertheit). Die Rolle der PDS als ostdeutsche Regionalpartei ist somit ein Indikator für divergierende Ordnungsvorstellungen und Identitäten (® Identität, Nation) in Ost und West und damit letztlich Ausdruck einer gespaltenen pK. Der Fortbestand der Partei wird deshalb wesentlich von der ® Politischen Sozialisation der nachrückenden ® Generationen abhängen.

Arzheimer, Kai/Klein, Markus 1997: Die Wähler der REP und der PDS in West- und Ostdeutschland, in: Backes, Uwe/Jesse, Eckhard: Jahrbuch Extremismus und Demokratie (Bd. 8.), Baden-Baden, S. 39-63.

Arzheimer, Kai/Klein, Markus 2000: Gesellschaftspolitische Wertorientierungen und Staatszielvorstellungen im Ost-West-Vergleich, in: Falter, Jürgen W./Gabriel, Oscar W./Rattinger, Hans: Wirklich ein Volk? Die politischen Orientierungen von Ost- und Westdeutschen im Vergleich, Opladen, S. 363-402.

Bortfeldt, Heinrich 1992: Von der SED zur PDS: Wandlung zur Demokratie?, Bonn/Berlin.

Chrapa, Michael/Wittich, Dietmar 2001: Die Mitgliedschaft, der große Lümmel… Studie zur Mitgliederbefragung 2000 der PDS, Berlin.

Moreau, Patrick 1998: Die PDS: Profil einer antidemokratischen Partei, München.

Neugebauer, Gero/Stöss, Richard 1996: Die PDS. Geschichte, Organisation, Wähler, Konkurrenten, Opladen.