Political Interest Furthers Partisanship in England, Scotland, and Wales


1. Introduction

In the field of public opinion and voting behaviour, few concepts have stimulated as many analyses and have aroused as much debate as that of party identification. The idea of a durable “identification” with a political party has been a staple in American electoral studies since the 1940s and is at the core of the Michigan model of electoral choice (Campbell et al., 1960). But with the proliferation of Michigan-inspired voting studies during the late 1960s and early 1970s (see Miller, 1994) scholars tried to apply the concept to political systems other than the US and began to couch their analysis of voting behaviour in Western Europe in terms of stabilizing party attachments and disruptive short-term factors. Roughly about the same time, the concept came under criticism both in the US and abroad.

A first strand of this critique accepts the basic premises of the Michigan model but holds that their empirical findings were dependent on the unusually quiet and stable political setting of the 1950s. According to this school, the political unrest of the 1960s and 1970s greatly reduced the prevalence and electoral importance of partisanship (Abramson, 1976; Nie et al., 1976). A second and related line of argument questions the validity of the indicators, which is of particular importance for the application outside the US. Critics objected that in political systems other than the US indicators for party identification merely presented another measure for vote intentions (Schleth & Weede, 1971; Thomassen, 1976; LeDuc, 1981; Küchler, 1986). Other challenges focus on the fact that the original Michigan indicator was based on a single continuum spanned by the two relevant American parties, whereas the vast majority of European polities feature multi-party systems (Katz, 1979).

The third and most fundamental line of criticism addresses the meaning and theoretical status of party identification. The original Michigan model as outlined in the American Voter was firmly grounded in then-contemporary assumptions about human behaviour that have been subsumed under the label of a “homo sociologicus of sociological empiricism” (Lindenberg, 1985, p.102): Voters were perceived as actors who “form opinions about everything”, are “easily influenced by others”, and “act directly on the basis of … [their] opinions” (Lindenberg, 1985, p.102). Consequentially, the attachment to one of the major parties would have a powerful direct impact on one’s political behaviour and would operate as a “perceptual screen” that biases the reception and the processing of political information (Campbell et al., 1960, p.133).

According to the classic Michigan model of political behaviour, citizens do not apply an explicit decision rule to maximise their utility from voting but rather react in a semi-conscious and stochastic way to political stimuli. This runs against the grain of a competing “model of man” which holds that citizens act rationally, i.e. actively choose the political alternative that is optimal given their general preferences. Starting out from Downs’ instrumental interpretation of party identification (Downs, 1957), authors such as Samuel L. Popkin and Morris P. Fiorina developed a competing view of partisanship. According to them, party identification is nothing but a cost-saving device for voters in a situation where it would be irrational to gather too much political information (Popkin et al., 1976; Fiorina, 1977; Fiorina, 1981).

While the question of whether humans act rationally in politics or merely follow their attitudinal dispositions is obviously a deep and complex one, in the case of party identification both competing views have observable implications that lend themselves to an empirical test. While the Michigan school never claimed that party identification is perfectly stable (Campbell et al., 1960, pp. 135, 165), it follows from their presentation in the American Voter and subsequent accounts that one’s identification is normally acquired early in life and then retained for years if not decades unless the political landscape changes dramatically. On the other hand, the “revisionist school” claims that party identification is nothing but a “running tally of retrospective evaluations of party promises and performance” (Fiorina, 1981, p. 84) that is frequently updated and changes accordingly as new political information comes in (see Milazzo et al. 2012 for a more subtle development of this idea in the British context).

On the basis of panel data that track the party identifications of individuals over time, it should be fairly straightforward to establish which of the competing views more adequately reflects political realities: if many electors change their identifications over a comparatively short period of four or five years, that would constitute rather strong evidence of rational updating in the light of new information. If, on the other hand, identifications are more or less stable over this period, this would prima facie support the classic view, although proponents of the revisionist school could still argue that political circumstances have simply not changed enough to trigger significant updating.

The issue is further complicated by random measurement error: respondents will get tired and bored during the course of a lengthy interview and give an incorrect or random answer to get over with the procedure, and interviewers will mishear or mistype their utterances. Therefore, not all apparent changes in the answers to a survey question reflect a true shift in the underlying attitude. Put differently, the correlation between measurements at time t and time t+1 will be attenuated.i Therefore, results from panel analyses of partisan change and stability that do not account for random measurement error will be seriously biased in favour of the revisionist school (Green et al., 2002).

As regards party identification in Britain, to our best knowledge only the analyses by Clarke and his colleagues (Clarke et al. 2004, Clarke et al. 2009, Clarke & McCutcheon 2009) deal adequately with this problem. Their main finding is that even if measurement error is taken into account, the “substantial latent-level dynamics in party identification in recent years … [are] inconsistent with the high levels of partisan stability as argued by Green et al. and other proponents of Michigan-style partisanship” (Clarke et al., 2004, p. 193; see also Clarke et al. 2009, pp. 327330; Clarke & McCutcheon 2009).

While we agree with Clarke et al. that party identification in Britain is not completely stable, we disagree with some of their interpretations of their findings. More importantly, we argue that their model should be extended to include political interest as a key factor that can explain stability of partisan ties. This reflects the crucial role political interest plays in another strand of the literature that harks back to Dalton’s (1984) seminal contribution on cognitive mobilisation and partisan dealignment. Although both strands of the literature should obviously complement each other, they are by and large disjoint. Our own model aims to narrow this gap.

In the remainder of this paper, we first review very briefly the existing evidence on the status of party identification in Britain. Then, we present findings from a model that differs from the specification chosen by Clarke et al. by introducing one additional variable and by defining the analytical sample in a slightly more restrictive way. These two innocuous modifications lead us to substantively different conclusions that are much more in line with the classic model of party identification. Finally, we discuss how our findings relate to the broader discussion on the nature and stability of party identification.

2. Previous Research

The Michigan-inspired concept of party identification (labelled as “partisan self-image”) was introduced by Butler and Stokes (1969; 1974) to the analysis of public opinion and voting behaviour in Britain. While building on the American concept, the authors found considerable Anglo-American differences. Though highly stable in absolute terms, partisan self-images in Britain turned out to be much more likely than their American counterparts to travel in tandem with vote choice over time. Given these findings, some scholars discarded the concept arguing that in Britain party identification is not as independent from voting behaviour as implied by the Michigan school. Others related the Anglo-American differences to features of the political institutions or even to measurement problems and concluded that the concept could be applied to Britain in principle (LeDuc, 1981; Mughan, 1981; but also see Crewe et al., 1977, p. 141; Cain & Ferejohn, 1981). Following the latter account, many scholars used the concept of party identification to analyse public opinion and voting behaviour in Britain.

Subsequent analyses, however, yielded more and more evidence that seemed at odds with the traditional concept. Beginning in the 1970s, Britain underwent a period of partisan dealignment, i.e. the strength of party attachments decreased considerably (Crewe et al., 1977). What is more, the decline in intensity resulted from party attachments’ responsiveness to retrospective evaluations of party performance on salient political issues and party leader evaluations (Clarke & Stewart, 1984; see also Johnston & Pattie, 1996). Expanding on this line of research, Clarke and colleagues (e.g. Clarke et al. 1997, 1998) argue in a number of contributions that the directional component of British partisanship also responds to short-term forces like performance evaluations and party leader images. Summarising these findings, Clarke et al. conclude that this level of aggregate and individual volatility cannot be reconciled with the classic model. Therefore, party identification in the sense of the Michigan model should be replaced by the Fiorina-inspired concept of “valenced partisanship” (Clarke et al., 2004, p. 211; Clarke et al. 2009; Whiteley et al. 2013).ii Specifically, employing fractional cointegration methods (e.g., Box-Steffensmeier & Smith 1996), Clarke and his colleagues suggest that party leader images and personal economic evaluations exert effects on aggregate-level party support in Britain (Clarke & Lebo 2003; see also Lebo & Young 2009; Pickup 2009).

But this conclusion has not gone uncontested. Several scholars claimed that the apparent instability of party identification in Britain is the result of an inappropriate survey instrument. Since the traditional indicator prompts respondents with a list of party labels and does not offer them an explicit non-identity option, respondents who lack the sense of durable attachment that is implied by the concept will in all likelihood answer the question on the basis of their present (but not necessarily stable) party preference. This will result in an inflated figure for the percentage of partisans in Britain as well as in a deflated estimate of partisan stability.

Cross-sectional analyses have largely supported the view that the traditional indicator has problems (Brynin & Sanders, 1997; Bartle, 1999; Bartle, 2003; Blais et al., 2001; Sanders et al., 2002; see also Sanders, 2003; see for a similar argument on the effects of question order Heath & Pierce, 1992). When it comes to the stability issue, however, the findings are somewhat mixed. Comparing the traditional and a revised measure (the so-called “supporter question”), Clarke et al. can demonstrate that both indicators result in identical rates of stable responses. At the same time, the revised indicator leads to considerably lower rates of inter-party change than the traditional instrument (Clarke et al., 2004, pp. 196199).

A related methodological objection against the notion that party identification in the UK is merely a “running tally” was raised by Donald Green and his colleagues. Using a simple dummy indicator specification for party identification, Green et al. show that party attachments in Britain turn out to be very stable over time if one controls for random measurement error. What is more, they demonstrate that short-term forces do not seem to affect party identification in Britain if random error is accounted for. Accordingly, Green et al. conclude that evidence in favour of the running tally account of party identification is based on methodologically flawed analyses (Schickler & Green, 1997; Green et al., 2002).

Clarke and his colleagues (e.g. Clarke & McCutcheon 2009, pp. 711-714), however, argue that Green et al.’s approach to measurement error is methodologically flawed and suggest to take an alternative route based on Mixed Markov Latent Class (MMLC) analysis a more adequate method for dealing with categorical latent variables that estimates probabilities for transition from one latent group to another and obtain very different results. Their analyses of panel data collected between 1963 and 2006 reveals considerable change in party identification at the latent-variable level even when allowing for measurement error. Testing four different specifications, they find that a Mixed Markov Latent class model with time homogeneous measurement error rates fits the data for Britain (and also Canada and the USA) best. In such a model, the measurement of partisanship is assumed to be affected by random error that is homogeneous (constant) over time. Moreover, one group of respondents is assumed to have perfectly stable partisan orientations (the “stayers”), whereas members of a second group change their orientations randomly from one wave to the next (the “movers”). The model is related to Converse’s “black-white” model but differs in one important aspect: the assumption that these switches occur with equal probability is relaxed. In Britain, the estimated size of the “mover” group varies between 29 and 37 per cent (Clarke & McCutcheon 2009, pp. 721). Therefore, they suggest discarding the original Michigan concept in favour of the running tally model (Clarke et al., 2004, pp. 194195; Clarke et al., 1999, pp. 97-101; Clarke et al. 2009, pp. 327330).

Clarke et al.’s works are an important methodological and substantive step forward, although we think that they do not represent the final word on the “Michigan vs Running Tally” debate. To be sure, the probabilities for retaining one’s party identification do not equal unity. Perfect stability, however, is not implied by the Michigan model. Rather, this would be a feature of the “unmoved mover” caricature of the original concept (Converse, 2006, p. 5).iii The finding that about two thirds of the respondents in the UK are “stayers” with perfectly stable partisan orientation, combined with the fact that estimated retention rates amongst the “movers” are also relatively high could easily be read as an endorsement of the Michigan model.

However, the debate on the relative merits of both models has become somewhat stale. In reality, electorates are comprised of stable partisans, party switchers, and apartisans, and investigating the scale, the sources and the consequences of this unobserved heterogeneity seems to open up promising new avenues for research (Neundorf, Stegmueller & Scotto 2011). In this article, we suggest adding political interest as an explanatory variable into Clarke et al.’s model to re-examine the over-time stability of party identification in Britain in the late 1990s. This seemingly innocuous modification leads to an important new insight that helps us to discriminate more clearly between the traditional interpretation of partisanship and the revisionist one. In addition, it has some bearing on a related conflict within the traditionalist camp.

The rationale is simple: From the ideas of Downs, Fiorina and Popkin it follows that citizens who are interested in politics and hence exposed to political information will update their “running tally” more frequently than their compatriots with lower levels of political interest. Being interested in politics should therefore have a positive effect on the probability of being in the “mover” class. Moreover, since party identification is merely a function of prior information, interest in politics will raise levels of exposure to political information and should hence be associated with higher levels of partisanship.iv

From the point of view of the traditionalists, expectations regarding the role of political interest are less clear-cut. On the one hand, starting from ideas originally formulated in the American Voter, the thrust of Dalton’s (1984) seminal “cognitive mobilisation” thesis is that low-interest citizens will rely on partisan cues, whereas cognitively mobilised citizens have no need for these cost-saving devices. Cognitive mobilisation will therefore undermine partisan ties and contribute to dealignmant (e.g. Dalton 2014).v For individual respondents, this implies that political interest should once more increase the probability of being the mover group. Moreover, it follows that political interest should have a negative effect on the likelihood of identifying with a political party.

On the other hand, Campbell et al. (1960, p. 133) have famously argued that party identification acts as a perceptual screen that affects the way political information is selected, processed, and stored (see also Bartels 2002). This view is in line with modern theories of motivated reasoning, which suggest that voters with high levels of interest in politics and high levels of political knowledge already stored in their long-term memory are more likely to select information that bolsters their preferences and to counter-argue information that runs contrary to their existing preferences (confirmation and disconfirmation bias). In effect, additional information is likely to support, rather than undermine, existing preferences. Among low-interest voters, this effect is smaller (e.g., Taber and Lodge 2006; see somewhat relatedly Converse, 1962; Zaller, 1992). Political interest should therefore be associated with higher levels of partisanship (e.g. Albright 2009), as well as with a higher probability of being in the stayer class.

To summarise, the three different theoretical perspectives lead to diverging expectations regarding the effect of political interest:

– Table 1 about here –

3. Data and Model

It is not our aim to fully replicate the various analyses by Clarke and his colleagues or to refute their findings. Rather, we want to demonstrate how adding a single variable to their model can shed some new light on the heterogeneity of partisanship stability in Britain and beyond. We therefore focus on data that were collected for the British Election Panel Survey from 1997 to 2000. There are three reasons for re-analysing these data that were collected more than a decade ago. First, this was the last face-to-face panel study of the BES, which began to employ internet (access) panels from 2005 on. While these are cost-efficient and can offer comparable data quality, the bulk of the data analysed comes from traditional surveys, and we would rather avoid mode effects. More specifically, we are worried that “professional respondents” who participate in many surveys may be more interested in politics in the first place and will develop more consistent attitudes over time, which would bias the results in favour of the traditionalist camp. However, an additional analysis of the 2005-2009 internet panel (documented in the online appendix) leads to essentially identical findings.

Second, the 1997-2000 panel (just like the 2005-2009 study) is a “truncated” panel, as far as party identification is concerned, because the last measurement was taken well before the beginning of the election campaign in the following year. Hence, it will not be contaminated by any campaign effects that may prompt voters to revert to their initial identification (e.g. Finkel 1993), while still giving us the benefits of analysing four measurements that span almost the complete life of a parliament.

Third, and most importantly, Clarke & McCutcheon (2009, p. 721) flag up the 1997-2000 panel as the UK’s least stable in modern times. This is confirmed by our own analyses of the 1963-2009 BES panel data: While 80 per cent of the respondents reported the same identification in the last wave in 2000 as they did when they were first interviewed in 1997 (compared to 74 per cent in the 1992-95 and 84 per cent in the 2005-08 periods), the year-to-year changes (documented in the online appendix) are higher than most of those that have been previously observed. To summarise, re-analysing the 1997-2000 data stacks the odds against finding stable identifications of traditionalist lore and is therefore a sensible modeling choice.

The volatility of the 1997-2000 period does not come as a surprise. After all, “New Labour” won the 1997 election by a landslide following the abolition of the old Clause IV (that called for nationalisation) in 1995 and an “Americanised” campaign, which played down ideological differences between the parties. Subsequently, Labour implemented a flurry of constitutional changes, but carried on with many of the previous government’s fiscal and economic policies and established a leadership style that was widely seen as presidential and tried to appeal to the broadest possible constituency (Bevir & Rhodes, 2006). Therefore, the early Blair years should provide a litmus test for the hypothesis of (largely) immutable identifications: if identifications resist the momentum of these events, if they remain stable although Britain has, according to Clarke et al., entered an era of valence politics, this would constitute strong evidence in favour of the classic model.

Unlike Clarke et al., we analyse the 1064 respondents from the smaller nations (882 from Scotland and 182 from Wales separately). Since the 1970s, both Scotland and Wales have featured party systems that are clearly distinct from the national party system, with Labour as the dominant party (until 2014/15) and comparatively strong nationalist parties that represent the centre-periphery cleavage. Devolution of the Scottish Parliament and the Welsh Assembly in 1999 has made these differences even more salient (Bohrer & Krutz, 2005; Lynch, 2007). In our view, pooling respondents from the three nations would lead to more unobserved heterogeneity instead of controlling for sources of heterogeneity, as the presence of the nationalist parties (taking seats in the Scottish Parliament and the Welsh assembly from 1999) will alter the meaning and possibly the stability of the “other” category. Moreover, the stability of mainstream party identifications might be lower in the periphery because respondents may well hold diverging party preferences and loyalties at the national and the sub-national level (see for evidence on the US and Canada Niemi et al., 1987; Stewart & Clarke, 1998).

The second important difference between the analysis by Clarke et al. and our approach is the specification of the model: As outlined in the previous section, we introduce self-stated political interest as an additional variable, which is correlated with both the mover/stayer property and the initial latent identification. The model’s parameters were estimated with MPlus 7.11 assuming that data are missing at random (MAR). Apart from considering political interest, our model is identical to the Mixed Markov model championed by Clarke et al.: We distinguish between Labour identifiers, Conservative identifiers, and all others. Like Clarke & McCutcheon, we further assume that reliability of the indicator is stable across the 1997-2000 period but place no restrictions on the transition matrices within the mover group.

4. Findings

As outlined in the previous section, we set up the model separately for a) England and b) the devolved nations. To establish a baseline, we first estimate the model without considering political interest and its correlations with the latent classes. In line with our expectations, restricting the sample to English respondents results in a higher estimate for the proportion of stayers (75 per cent vs. 66 per cent). Like Clarke et al., we note that some (about one third) of those placed in the mover category do not actually change their identification, bringing the total number of respondents with perfectly stable party identification to 83 per cent. This finding alone is a powerful re-assertion of the idea of largely stable party alignments.

In 1997, 40 per cent of the respondents were Labour identifiers, and 32 per cent identified with the Conservatives. Amongst the initial Labour identifiers, only one quarter are movers. For the Conservatives, the rate is even lower (one fifth), but for the “other” group, it approaches one third. Across all respondents, the probability of retaining one’s identification from one wave to the next varied between 0.94 and 0.99 for Labour and between 0.86 (between 1997 and 1998) and 0.97 for the Tories. For the heterogeneous “other” group, the retention rate is markedly lower (0.74) in 1998 and somewhat lower (0.92) in 1999 and 2000.

For Scotland and Wales combined, the estimate for the stayer group is also somewhat higher than 70 per cent and thus tends to exceed the figure reported by Clarke & McCutcheon. While this difference is small and within the margin of error, the discrepancy underlines that it is worthwhile to disaggregate the data. Once more, about one third of the “movers “(most of them Labour identifiers) retain their initial identification over the four waves, bringing the total number of stable partisans close to 80 per cent. Across all respondents, retention rates are slightly lower than in England and vary between 87 per cent (Labour from 1998 to 1999, the year of the first elections to the Scottish Parliament and Welsh Assembly) to 97 per cent (the Conservatives 1999 to 2000).

Next, we introduce political interest as an additional variable. Interest was measured in every wave using a five-point scale. While we could have constructed another latent variable from these four measurements (see, e.g., Prior 2010), this would have made the estimation prohibitively expensive in terms of computation, and would have led to a further proliferation of parameters. Instead of trying to purge random measurement error from this variable, we simply use the single measurement from the first wave as a rough indicator for general political interest. This is actually a conservative modelling strategy: Any random noise in the 1997 measurement (which could be due to higher levels of interest during the campaign) will dilute the relationship between political interest on the one hand and partisanship and its stability on the other.

  • Table 2 about here –

Including political interest in the model involves estimating three additional parameters – one for membership in the mover group, and two for initially identifying with Labour or the Conservatives, respectively. The change in the Bayesian Information Criterion (BIC) shows that this additional complexity is well-warranted: The BIC (which aims to strike a balance between model fit and parsimony) drops from 11,024 to 10,996 in England and from 4,386 to 4,378 in Scotland/Wales, which indicates a modest improvement over the pure Mixed Markov model (see Table 2).

  • Table 3 about here –

In both regions, including political interest in the model has hardly any effect on the estimated sizes of the mover/stayer classes. However, higher levels of political interest seem to reduce the probability of being a mover. The effects are sizable at about -0.2, meaning that each one-point increase in interest will reduce the odds of being a mover by roughly 18 per cent, but are not statistically significant by conventional standards (p=0.06 in England, 0.09 in Scotland/Wales). Hence, the findings (narrowly) fail to support the “motivated reasoning” perspective on partisan stability, but also clearly contradict the “running tally” and “cognitive mobilisation” perspectives, which predict a positive coefficient.

Regarding the effect of political interest on partisanship, the results are less equivocal. Political interest has a statistically significant and substantial positive effects on both identification with the Labour and the Conservative party (see Table 3). They are equivalent to changes in the odds ranging from 19 to 43 per cent. The somewhat weaker effects in the devolved nations are compatible with a lower number of apartisans in the “other” category due to the relevance of the nationalist parties.

  • Table 4 about here –

Moreover, there is a strong correlation between membership in the mover/stayer groups and the direction of the (initial) party identification. In England, stayers are considerably more likely to identify with one of the two major parties (see Table 4) than movers. From the relative size of the groups it follows that only about 19 per cent (a quarter of 75 per cent) of the respondents remain in the “other” group over the course of the survey. In Scotland and Wales, however, stayers predominantly identify with none or one of the nationalist parties, whereas more than two thirds of the movers identified with Labour in 1997 but may have changed their allegiance further down the line.

  • Table 5 about here –

Taken together, the results imply that overall retention rates are high in some, but not in all circumstances as Table 5 reveals. In particular, we can see that Labour experiences a significantly lower rate of retention outside England while the situation is reversed for the Tories and to a lesser extent for the “other” parties, both of which see a higher levels of loyalty among supporters in Scotland and Wales than in Englandvi These findings suggest that some of the late-1990s support for Labour in Scotland and Wales may have been rather instrumental in nature, and that devolution may have facilitated and accelerated the emergence of subnational party systems in the devolved nations.

5. Conclusion

In many ways, the discussion between proponents of the Michigan model (that has been updated and revised many times since its first inception in the 1950s) and their revisionist critics could be described as a dialogue of the deaf. This is in part because both models will lead to very similar empirical findings under most circumstances. In this contribution, we have tried to bring some fresh air to this otherwise stale debate by taking a closer look at the role of interest in politics in affecting the prevalence and stability of party attachments. Relying on this perspective, we derived three models with clearly distinguishable predictions: the “running tally” model, the “cognitive mobilisation” model, and the “motivated reasoning” model, which is well in line with the traditional notion of party identification.

The evidence gleaned from the 1997-2000 BES panel survey suggests that in Britain the traditional model is better suited to describe the role of interest in politics in affecting the prevalence and stability of party attachments than its contenders. Rather than providing evidence for a frequent “updating” of identifications amongst those who are interested in politics, our results for England and Scotland and Wales support the classic view that a change in party identification is a comparatively rare event amongst both high- and low-interest citizens, and it is even rarer among the former than among the latter. Our findings thus support the classic notion of party identification (Campbell et al., 1960; see also Bartels 2002), which implies that party attachments serve as perceptual screen. In particular, they suggest that the affective nature of party identification is conducive to motivated reasoning and thereby lends considerable stability to party attachments. In line with recent findings in political psychology (e.g., Taber and Lodge, 2006), these self-stabilizing effects of party attachments are particularly strong among high-interest citizens. This finding in turn fits nicely into Zaller’s (1992) RAS model which posits that high levels of political awareness is valuable in identifying and refuting information that contradicts existing predispositions.

In accordance with the latter model, our findings also have implications for the dynamics of party identification at the aggregate level, the so-called macro-partisanship (e.g., MacKuen et al. 1989; Clarke et al. 2001; Clarke & Lebo 2003). They suggest that the dynamics in the aggregate-level distribution are primarily driven by voters who are not heavily interested in politics. To be sure, this finding on voter heterogeneity does not imply that these dynamics are indicative of some kind of irrationality (see on this debate, e.g., Page and Shapiro 1992). However, it contradicts the notion that it is highly involved voters who cause shifts in macro-partisanship, a notion that would appear to be desirable from a democratic accountability perspective. Thus our findings can be seen as supportive of the well-known paradox whereby individuals with less than ideal citizenship traits actually seem to make important contributions to the functioning of democratic political systems (Berelson et al. 1954: 316; Neuman 1986).

As is the case for most empirical studies of political behaviour, this paper is subject to several limitations.vii First, we studied the stability of party attachments in a specific period in time. The 1997-2000 period is probably atypical in that citizens were provided with much information that could make them switch party allegiances. While this characteristic made a good test case for the hypotheses it also limits the generalizability of our findings, although our additional analysis of the 2005-2009 data leads to essentially identical results. Also, we did not take into account the durability of changes in party attachments. With data from multi-wave panel surveys covering longer time periods, future research may also be able to distinguish short-term fluctuations from more permanent changes in party attachments and hence explore whether political interest affects the durability of shifts in party attachments. Moreover, we have to keep in mind that we simplified our model by treating political interest not as latent variable. Yet, this strategy is likely to have diluted the impact of political interest on the stability of party attachments. Utilizing more sophisticated techniques would probably yield evidence that supports our conclusions even more strongly. So, we are confident that our evidence lends considerable support to the classic notion of party identification in Great Britain.


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i While it is possible that random measurement error masks some true changes at the micro-level, the correlation of measurements at occasions t and t+1 will underestimate stability in the aggregate.

ii Similarly, Richardson (1991) claimed that in Britain partisanship did not resemble affective-laden identifications but rather cognitive partisanship.

iii Campbell et al (1960, p.135) proposed non-recursive rather than recursive effects between party identification and short-term attitudes, though they found party identification to be the predominant factor in the 1950s.

iv As Fiorina (1981: 90) suggests that party identification may also have non-political roots, this relationship might be attenuated.

v Dalton’s original measure of of cognitive mobilisation is an additive index of political interest and levels of formal education. We focus on political interest because it is more closely related to Fiorina’s idea of updating one’s identification based on the influx of new information, and also because average levels of formal education have risen sharply in Britain so that educational attainment is now closely linked to birth cohort membership.

vi It should be noted that the retention rates reported here refer only to those respondents who (net of any measurement error) were deemed to hold a perfectly stable identification across all four years. While this is a more conservative measure than looking just at consistency over the two ‘end’ points it does mean we exclude those too young to be included in all waves which may lead to some under-estimation of volatility levels, given the higher rates of switching commonly found among younger voters.

vii More recently, social identity theory has become quite popular in addressing party identification (e.g., Greene 2004), but we obviously have to rely on the traditional BES indicator..


Table 1: Theoretical Perspectives on the Expected Effects of Political Interest




Running tally”


Cognitive Mobilisation”

Motivated Reasoning”



Table 2: Model Fit


Free Parameters


Adjusted BIC


Mixed Markov




Mixed Markov + Interest




Scotland & Wales

Mixed Markov




Mixed Markov + Interest




Table 3 Effects of Political Interest






On Mover




On Lab-Identification




On Con-Identification




Scotland + Wales

On Mover




On Lab-Identification




On Con-Identification




Table 4: Mover/Stayer Property and Initial Party Identification (row percentages)

















Scotland + Wales











Table 5: Estimated Retention Rates 1997 → 2000 (per cent)









Scotland + Wales




Another Dog that didn’t Bark? Less Dealignment and More Partisanship in the 2013 Bundestag Election


Another Dog that didn’t Bark? Partisan De-alignment and Voting in the 2013 Election.


1 Introduction

For the last twenty-five years or so, party identification has been said to be in decline in Germany. And yet, those two parties which are most closely associated with traditional concepts of partisanship, i.e. the Christian Democrats (CDU/CSU) on the right and the Social Democrats (SPD) on the left – are once more jointly governing Germany, with the CDU/CSU coming tantalisingly close to an outright majority in parliament. This paper tries to shed some light by re-visiting the major stations of the debate before considering new longitudinal data and finally turning to the 2013 Bundestag election.

2 The controversy over partisan dealignment in Germany

The question whether Michigan-style identifications do exist in West Europe, where politics was shaped along the lines of ideologies and cleavages, was hotly debated in the 1970s (see Dalton, Flanagan, and Beck, 1984 for a useful summary). However, towards the end of the decade a consensus emerged that the concept could indeed be transplanted to the polities on the old continent including Germany, conditional on an operationalisation that caters for multi-party systems (Falter, 1977). Such an operationalisation has been employed since the first Politbarometer surveys (dating back to the late 1970s) and has been replicated in Germany’s general social survey (ALLBUS), in the national election studies, and in countless other opinion surveys.

Yet, the late 1970s may very well have marked the height of partisanship in Germany. Mutually re-enforcing processes of socio-economic modernisation, secularisation, and value-change began to undermine the cleavage base of the German party system, which in turn facilitated the rise of the Green party in the 1980s. Moreover, according to one very influential account (Dalton, 1984), the expansion of higher education and the increase in the availability of political information reduced the heuristic value of party identification as a device that reduces cognitive costs.

The political crises of the 1980s and early 1990s, on the other hand, had very little effect on levels of party identification in Germany: The decline in partisanship was never sudden but rather glacial and concentrated in those social groups whose loyalties have shaped the modern German party system: working class voters, catholics, and churchgoers more generally (Arzheimer, 2006).

More recently, Dassonneville, Hooghe, and Vanhoutte (2012) have argued that the decline in partisanship has accelerated and is now most prevalent amongst voters with low levels of formal education, which could in the long run lead to an underrepresentation of vulnerable socio-economic groups in the German party system. Moreover, a positive correlation between formal education on the one hand and party identification on the other goes against the grain of Dalton’s original argument about cognitive mobilisation and dealignment (see also Albright, 2009 and Dalton, 2014).

Nevertheless, unlike many other studies on dealignment in Germany (but see Schmitt-Beck and Weick, 2001 and Arzheimer and Schoen, 2005) Dassonneville, Hooghe, and Vanhoutte’s work is based on the Socio-Economic Panel (SOEP), an annual survey of more than 12,000 households that has been running since 1984. While the SOEP provides unrivalled insights into the individual dynamics of partisanship, it also suffers from a number of drawbacks. First and foremost, after three decades in the field, panel mortality is a serious issue. While the SOEP team claims that they can compensate for attrition by recruiting new households, the structure of the data set and the attached weights have become unwieldy to say the least. Second, the research agenda of the SOEP is primarily driven by economists. Its questionnaire contains very items with genuinely political content and therefore lacks the priming context that is provided by ordinary opinion surveys. Finally, field work for the SOEP is usually drawn out over a lengthy period of time, whereas polling for other surveys that are used to study partisanship is either continuous or focused on campaigns, i.e. periods of intense political mobilisation.

While none of these issues rule out the SOEP as a valuable data source for analysing dealignment in general and issues of attitude stability at the micro level in particular, the SOEP is less than ideally suited for plotting the long-term levels of partisanship in Germany, or its importance in any given election. Therefore, the next section will rely on the monthly Politbarometer survey series to chart the decline of partisanship, while the penultimate section will make use of the German Longitudinal Election Study (GLES) to assess the relevance of party identification for voters in the 2013 Bundestag election.

3 Is partisanship in (Western)Germany in decline?

Forschungsgruppe Wahlen have been tracking German political attitudes with their monthly Politbarometer surveys since the golden age of party identification in the late 1970s. The Politbarometer follows a classic repeated cross-sectional survey design, where each group of interviewees is sampled independently and thought to be representative for the German population in the respective year and month.

Although Forschungsgruppe is a commercial operation, their raw data are made available for secondary analysis after an embargo of two to three years. Previous analyses of these data for the 1977-2002 period have shown that in line with theories of secular dealignment, party identification in Western Germany declines fairly slowly and steadily at a rate of less than one percentage point per year (Arzheimer, 2006).

Since then, Forschungsgruppe has released ten years’ worth of new data, which cover the upheaval caused by the ‘Agenda 2010’ following the 2002 election and the onset of the second Grand Coalition (2005) as well as the merger between the Eastern PDS and the Western WASG (2007) and the short but meteoric rise of the FDP (2009).


Figure 1: Partisanship in West Germany, 1977-2012

Source: own calculation based on Politbarometer series, ZA2391

The series is rather noisy with a standard deviation of 5.4 percentage points. This is to be expected, as sampling error alone should result in a standard deviation of roughly 1.5 percentage points, disregarding any additional error due to multistage sampling. Even after applying a moving average smoother using a five-month (2 1 2) window, the series is rather jittery (see Figure 1), with some of the noise probably being the result of campaign effects (the diamond-shaped symbols mark the dates of federal elections). However, it also seems clear that the downward trend of the 1980s and 1990s has slowed down considerably in the new millenium, with the average yearly attrition rate falling well below 0.5 percentage points.

As the micro data are readily available, it is possible to model the decline in partisanship directly without resorting to the aggregated time series (see Arzheimer, 2006). A simple descriptive model would start with a logistic regression of holding a party id (a dichotomous variable) on calendar time, controlling for campaign effects. For simplicity’s sake, only federal elections and Land elections in Bavaria, Baden-Wurttemberg, and North Rhine-Westphalia – the three most populous states which are collectively home to more than half of the West German population — were considered, and campaigns were assumed to uniformly run for three months, including the month in which the election was held. Logistic regression enforces an S-shaped link between partisanship and its predictors, which given the empirical distribution of party identifications in the sample (between 59 and 84 per cent) will result in a nearly linear relationship. To accommodate the apparent non-linear decline of partisanship, following Royston and Sauerbrei (2008) a number of fractional polynomial transformations of calendar time were included in a bivariate model (not shown), with an additional square root transform providing the best fit.

Since the purpose of the model is descriptive, only two variables were included to account for changes in the composition of the population that occurred over the 35-year period: Formal education (people who were educated beyond Mittlere Reife vs. everyone else), and age. As outlined in section 2, formal education is interesting in itself, but it also serves as a useful proxy for not belonging to the working class and not attending church frequently, rendering a durable affiliation with either the SPD or the CDU/CSU much less likely.

Age, or rather the time at which person was born will affect partisanship in two ways. On the one hand, partisanship is partly a habit, which is reinforced over the course of one’s life (Converse, 1969). Therefore, older voters should be more likely to identify with a party. On the other hand, dealignment theory suggests that independent of individual age and across the span of their lives, members of younger cohorts are less likely to identify with a party compared to those who were socialised into the largely stable German party system of the 1960s and 1970s.

Life cycle and cohort effects are notoriously difficult to separate (Oppenheim Mason et al., 1973). Because age is only recorded in a categorised fashion in the Politbarometer surveys anyway, no such attempt was made. Instead, respondents were split into three broad categories (under 35, 35 to 60, and over 60) to control for the slow but momentous demographic changes Germany is undergoing. Finally, the effects of age and education were allowed to vary over time to account for generational replacement and the new relationship between education and partisanship postulated by Dassonneville, Hooghe, and Vanhoutte (2012).

Although the additional complexity introduced by the interaction terms is a setback, model comparisons (not shown) based on the Bayesian Information Criterion (BIC) demonstrate that such a fully interactive model fits the data much better than either a non-interactive variant or a model that regresses partisanship on calendar time and campaign effects alone.


Figure 2: Estimated overall levels of partisanship in West Germany, 1977-2002 (adjusted predictions at representative values (APR))

Source: own calculation based on Politbarometer series, ZA2391. Predictions derived from parameter estimates shown in Table 1.

Party ID
Sqrt(Time) -0.481∗∗∗
Time 0.00912∗∗∗
Campaign (all) 0.0400∗
Age: 35-59 -2.923∗∗∗
Age: 60- -3.117∗∗∗
Educ: high 0.0941
Age: 35-59 × Sqrt(Time) 0.317∗∗∗
Age: 60- × Sqrt(Time) 0.299∗∗∗
Age: 35-59 × Time -0.00747∗∗∗
Age: 60- × Time -0.00579∗∗∗
Educ: high × Sqrt(Time) -0.0210
Educ: high × Time 0.00134
Constant 6.340∗∗∗

Observations 439120

Table 1: Micro Model of Partisanship in West Germany, 1977-2012

Source: own calculation based on Politbarometer series, ZA2391.

Table 1 shows the results. However, since the substantive meaning of logit coefficients is hard to grasp, particularly in the face of additional non-linearities and interactions, the interpretation will focus on a graphical representation. Figure 2 shows that the decline of partisanship has slowed down considerably indeed. In theory, anything could have happened in the nine months between the current end of the time series and the election, but the graph makes it abundantly clear that dealignment has effectively halted during the last decade under study. The estimated attrition rate for the five-year period from December 2007 to December 2012 is a mere 0.8 percentage points, just over the estimated yearly average for the 1980s.


Figure 3: Estimated levels of partisanship in West Germany by formal education, 1977-2002 (adjusted predictions at representative values (APR))

Source: own calculation based on Politbarometer series, ZA2391. Predictions derived from parameter estimates shown in Table 1.

Including education, age, and their interaction with time in the model makes it possible to look into group-specific trends in dealignment. Figure 3 shows that partisanship has fallen much more rapidly amongst those with higher formal qualifications, leading to a gap that has become increasingly wider in recent years, as dealignment has essentially petered out amongst those with higher levels of educational attainment. Yet, dealignment has slowed down for the lower attainment group, too: The change from e.g. 2000 to 2010 is much less dramatic than the development for the 1990 to 2000 period, hinting once more at stabilisation on a lower level.


Figure 4: Estimated levels of partisanship in West Germany by age group, 1977-2002 (adjusted predictions at representative values (APR))

Source: own calculation based on Politbarometer series, ZA2391. Predictions derived from parameter estimates shown in Table 1.

One intriguing aspect of this pattern is that levels of formal education are negatively correlated with age as a result of the ongoing expansion of education. Figure 4 offers a more direct look into the age-specific trajectories of dealignment. One first insight is that – at least according to the underlying model – age did not matter much in the late 1970s and early 1980s but quickly became a factor over the course of this decade as younger respondents were increasingly less likely than their older compatriots to report an identification with a party. Relevant segments of the new cohorts entering the political system either never acquired such an identification or did not retain it at the same rate as their predecessors. Given how steep the estimated decline of their partisanship is compared to the other groups, it seems safe to assume that the dealignment of the 1980s and mid-1990s that reduced the number of partisans by nearly a quarter must have been driven largely by this group.

However, once more the estimated attrition rate in this group began fall appreciably around the turn of the century. Moreover, nearly everyone who belonged to this group in the 1980s had now moved on to the next age band, which exhibits a nearly linear pattern of decline that is currently steeper than that of the youngest group, although levels of partisanship are still noticeably higher.

Finally, the over sixties, who began at roughly the same level as the middle age group, did outstrip them in terms of partisans by the mid-1990s. Levels of partisanship have been essentially stable in this group for more than a decade now. Once more one must keep in mind that by the early 2000s, everyone who was in the middle group in the 1980s had moved on to this upper age band.

Demographic changes that the mean age of people belonging to an age group will somewhat fluctuate over time: From the 1940s until the mid-1960s, almost every birth cohort was bigger than the one before, but since then, this pattern has been reversed. Yet, even accounting for this effect and for the rising life expectancy, the changes in the impact of age on party identification are too big to be the result of stable life cycle effects. They point either at massive shift in what it means for partisanship to be young, middle-aged, or old, or, equivalently, at substantial cohort effects.

One final aspect that must be considered is the relative size of the three age groups. During the first five years of polling, 29 per cent of all respondents were under 35, while 26 per cent of those interviewed were older than 60. For the 2008-2012 period, this balance has been reversed. The share of older citizens has risen to just under 30 per cent, and only 18 per cent of all respondents are younger than 35. Voters aged 35 to 59 currently make up 52 per cent of the sample, but their share is now peaking, while the oldest group is rapidly growing and already stands at 33 per cent in the 2012 data. In essence, this means that dealignment in Germany is slowed down by demographic change, because the combined shares of middle aged and older voters, who are more likely to be partisans, is growing.

Either way, party identification has neither collapsed nor withered away in West Germany. Assessing the state and trajectory of party identification in the former East Germany is less straightforward. First, theories of dealignment do not apply because there should not have been any alignment in the first place. After all, Easterners had not been exposed to the West German party system before 1990 and, more generally, had had no experience with free elections since the (partially free) Land elections of 1946. While it has been argued that many Easterners had access to West German TV and hence could form “quasi-attachments” to West German parties (Bluck and Kreikenbom, 1991), these attachments can hardly have been comparable to Michigan-type identifications. After all, the latter are the result of socialisation effects in the family and intermediary associations, exposure to fellow partisans, party members and party communication, first-hand experience of policies and policy outcomes, and last not least the habit-forming experience of repeatedly voting for one’s party. Accordingly, the number of self-reported partisans in the East was lower than in the West all through the 1990s, while attachments were weaker and less stable.


Figure 5: Partisanship in East Germany, 1991-2012

Source: own calculation based on various Politbarometer samples

Second, the East German subsamples of the Politbarometer poll are often relatively small. Until 1995, East Germans were massively overrepresented in the polls: Essentially, Easterners were sampled separately and in numbers approaching those for West Germany (roughly 1000 per month and region) to account for the idiosyncratic and very fluent nature of public opinion in the post-unification East. From 1996 to 1998, Forschungsgruppe used a single sampling frame, interviewing about 1000 respondents per month in total. In 1999, Forschungsgruppe reinstated separate regional subsamples of roughly equal size, but from the early 2000s on, they considerably reduced Eastern sample sizes for most months, boosting it occasionally to cover election campaigns. As a result, the Eastern time series is very noisy even after applying the moving average smoother (Figure 5).

Despite these fluctuations, it is clear that the massive decline of self-reported identifications in the early 1990s was a temporary phenomenon. From the mid-1990s on, the number of identifiers moved up, although in fits and starts. This pattern is at least compatible with a process of social-political learning, during which East Germans became familiar with the party system and wider liberal-democratic political system. Then, for the last decade or so, levels of partisanship in East Germany have been by and large stable in the 55-to-65 per cent range, roughly five percentage points below West German levels.

Given the relatively small East German sample sizes (particularly for younger and highly educated voters), the comparatively short time series, and the absence of any clear trends, I refrain from modelling developments in subgroups. At this stage, the more important point to note is that partisanship was clearly still an important at the time of the 2013 election. While the group of non-partisans is large, in both regions, more than half of the voters report a party identification, and there is no sign of a sudden and imminent decline.

4 The role of party identification in the 2013 election

4.1 Party identification and party choice

Just because respondents report identifications, they need not necessarily be politically meaningful. In this section, a simple model of voting in the 2013 election is presented in order to assess the political relevance of party identification.

Modelling electoral choice in multi-party systems is not entirely straightforward. Perhaps the most commonly employed statistical model is the multinomial logit (MNL). One problem of the MNL, however, is the large number of parameters which must be estimated, because each possible outcome (minus a reference category) is given its own set of coefficients: For k parties and l variables, the total number of parameters is (k − 1) × (l + 1). Even if CSU voters are lumped together with voters of the CDU, and non-voters and voters of “other” parties are disregarded, there were are at least five relevant choices (Christian Democrats, SPD, FDP, Greens, and the Left) that need to be considered, so that even simple models become unwieldy very quickly.

Fortunately, there is another option. The Conditional Logit Model (CLM, Alvarez and Nagler, 1998) has only a single parameter for the effects of each variable that varies across alternatives within voters. This includes many variables which are deemed to affect electoral behaviour: evaluations of candidates, policies, and parties. The CLM resembles the MNL in that it can be extended to also incorporate variables that are constant across alternatives (Long and Freese, 2006, p. 307), like more general attitudes, or socio-demographic variables, but for these, the number of parameters is once more proportional to k − 1.

west east

PI 1.885∗∗∗ 2.906∗∗∗
(0.177) (0.366)
Evaluation: Candidate 0.555∗∗∗ 0.625∗∗∗
(0.0600) (0.155)
Ideolocal Distance -0.374∗∗∗ -0.423∗∗∗
(0.0679) (0.101)
Union 0.0797 0.621
(0.620) (0.908)
FDP -1.190 -1.066
(0.914) (1.655)
B90Gruene 0.733 -0.0441
(0.761) (1.267)
Left 0.528 2.077∗
(0.787) (0.872)
Union × Tax vs Welfare -0.00368 -0.121
(0.103) (0.165)
FDP × Tax vs Welfare 0.259∗ 0.220
(0.110) (0.213)
B90Gruene × Tax vs Welfare -0.0118 0.224
(0.111) (0.277)
Left × Tax vs Welfare -0.0122 -0.0614
(0.115) (0.155)
Union × Immigration -0.0750 -0.0729
(0.0731) (0.117)
FDP × Immigration -0.0658 -0.176
(0.0812) (0.290)
B90Gruene × Immigration -0.124 -0.260
(0.0807) (0.152)
Left × Immigration -0.151 -0.379∗∗
(0.0791) (0.131)

Observations 3887 1711

Table 2: Micro Model of Electoral Choice in the 2013 Bundestag Election (East vs. West)

Source: own calculation based on GLES 2013 pre-election cross-section, ZA5700. “Observations” are observed choices. The number of cases is 888 for the West and 206 for the East. Standard errors take into account the nesting of choices within electors and the complex survey design, including the weights supplied by the GLES team.

Table 2 shows the estimates for the parameters of a very simple conditional logistic model of electoral choice in the 2013 election. Data come from the pre-election cross-sectional survey component of the German Longitudinal Election Study (GLES). The model itself is built around the Michigan triad of party identification, candidate evaluations, and issue considerations. The latter are operationalised in multiple ways. For the “ideological distance” measure, respondents were asked to place themselves and the main parties on a standard left-right scale to gauge the general agreement between voters’ preferences and the parties’ policy proposals. To get a more rounded impression of the impact of policy considerations, preferences on two more specific positional issues that were deemed to be important in the 2013 election were included as well: lower taxes vs. more welfare spending, and immigration.1

While respondents were asked for their perceptions of party positions on these issues so that alternative-specific measures of distance could be calculated, the number of missing values for these items is quite high. Hence, only voters personal preferences regarding immigration and tax/welfare enter the model. Including such case-specific variables in a CLM of electoral choice requires one to include a series of party specific constants and interaction terms (Long and Freese, 2006, p. 305), which pick up the effect of a change in the case-specific variables on the chance of choosing the respective party vs. some arbitrary baseline alternative (in this case, the SPD).

To account for any differences between East and West Germany, parameters were estimated separately for both regions.2 While the interpretation is slightly complicated by the presence of multiple interaction terms, it is clear from Table 2 that such differences played a role in the 2013 election. To see why this is the case, consider a voter who is both in favour of raising welfare spending (0) and facilitating immigration (0). For these persons, all interaction terms drop out of the equation so that the constant reflects the odds of voting for the respective party vs. voting for the SPD. In the West, the odds seem to favour the Left (e0.528≈ 1.7), but the coefficient is not statistically different from zero. In the East, however, the Left’s advantage is significant, and massive (e2.077≈ 8). Even for Eastern voters who hold a more centrist position (5) on the immigration scale, the Left will be slightly more attractive, ceteris paribus, whereas in the West, the balance is tilting towards the SPD.

While these differences are certainly interesting, the main concern of this section is the role of party identification. From the first line of Table 2, it can be gleaned that in both regions, identifying with a party has a very strong effect on the odds of actually voting for this party even after controlling for specific issue positions, general ideological distance, and candidate evaluations.

The latter two do certainly matter, too. Because of the range of the underlying scales (0-10 and 1-11, respectively), their potential effect is even bigger than that of party identification. But in practice, the perceived ideological distances between voters and parties are relatively small, with a median of 2 points and a mean of 2.3. Candidate evaluations display more variation with a mean of 6.2 and a median of 6, implying that a plausible candidate could possibly compensate for a lack of attachment to the party.

Yet, one should bear in mind that for candidate evaluations (and ideological distances), only the differential is relevant, because all candidates will appeal to some degree. If a voter likes or dislikes all candidates in equal measure, their joint effect on her voting behaviour is nil. For the average voter, the standard deviation of candidate evaluations is just 1.9 points, suggesting that in many cases, the differential and hence the candidate effect will be considerably smaller than the potential effect. Having a party identification, on the other hand, will be definition benefit only a single party, to whom the maximal potential effect will apply.

One intuitive (though potentially problematic, see Long and Freese, 2006, p. 111) approach towards assessing the relevance of party identifications is to compare actual electoral choices to those expected given the data and the parameter estimates. In both areas, about 85 per cent of voters are classified correctly.3 However, simply assuming that those who hold an identification will vote in accordance with it works just as well, with a 85 per cent of the subgroup correctly classified in the West and 92 per cent in East. Accordingly, the match between party identification and model-derived predictions is almost perfect (98 per cent) for identifiers.

This shows that at least in this election, candidate evaluations and policy concerns were rarely able to offset the effect of longstanding loyalties amongst those who have an identification and turned out to vote. Nonetheless, they will shape voting decisions amongst the slowly growing group of those who do not identify with a party.

4.2 The importance of being left: Ideology, party identification and choice amongst left parties

In German Politics, one of the most interesting developments in recent years has been the breakaway of the WASG from the SPD following the enactment of the “Agenda 2010” reforms, and the ensuing PDS/WASG merger (Hough, Koß, and Olsen, 2007). As a result, the left camp is now more fragmented than the right, at least for the time being. Moreover, the (ongoing) conflict over the “Agenda” and its legacy has re-asserted the importance of distributional issues (which were over-shadowed by moral questions, at least in many academic analyses) for party competition.

The question of whether this new divide within the left camp has already become entrenched in the guise of (new) party identifications has rarely been addressed. After all, it is not implausible that the vote for the Left (particularly in the West) could be driven by policy concerns alone or even by more generalised “protest”.

Yet, the short answer to the question is that this does not seem to be the case. Admittedly, voters of the Left party position themselves significantly closer to the left end of the political spectrum than voters of the SPD or the Greens. This even holds when the analysis is restricted to the subsample of voters who self-identify as leftists by reporting position on the continuum that is clearly left of the centre (4 or less). Moreover, voters of the Greens are slightly more in favour of immigration than voters of the other two parties. Again, this holds for both regions, and for the general population and the leftist subsample (not shown as a table).


SPD -2.529∗∗∗
B90Gruene -2.866∗∗∗
Left -2.415∗∗∗
East -2.439∗∗∗
SPD × East 1.606∗
B90Gruene × East 1.987∗
Left × East 1.296
Constant 7.003∗∗∗

Observations 1839

Table 3: Leftist Voters’ Positions on Taxes/Welfare Spending as a Function of Party Choice and Region

Source: own calculation based on GLES 2013 pre-election cross-section, ZA5700. The size of the subpopulation is 333. Standard errors take into account the complex survey design, including the weights supplied by the GLES team.


no/other 6.561 (0.337)
SPD 4.323 (0.276)
B90Gruene 4.055 (0.275)
Left 4.381 (0.446)
West 5.589 (0.243)
East 4.051 (0.236)
no/other × West 7.003 (0.400)
no/other × East 4.564 (0.436)
SPD × West 4.474 (0.332)
SPD × East 3.641 (0.280)
B90Gruene × West 4.137 (0.315)
B90Gruene × East 3.685 (0.525)
Left × West 4.588 (0.540)
Left × East 3.444 (0.349)

Observations 1339

Table 4: Leftist Voters’ Positions on Taxes/Welfare Spending (Adjusted Predictions at Representative Values)

Source: own calculation based on GLES 2013 pre-election cross-section, ZA5700. Adjusted predictions derived from model presented in Table 3. The size of the subpopulation is 333. Standard errors take into account the complex survey design, including the weights supplied by the GLES team.

But on the crucial tax/spending issue, there are hardly any differences between the supporters of the three parties. Here, the real difference is that between Easterners and Westerners, and this gap is particularly pronounced amongst those who consider themselves to be left-wing. Table 4 lists the adjusted predictions derived from a simple linear model (Table 3) that regresses tax/spending preferences amongst leftist (self-placement on scale points 1-4) voters on region and electoral choice. Lines 1-4 shows national estimates by party choice. Clearly, the differences between the respective supporters of the SPD, the Greens, and the Left are small and statistically insignificant, whereas any other voters position themselves more than two points closer to the “lower taxes” pole of the scale on average.

Perhaps even more striking are the estimates for the overall difference between East Germans and West Germans given in the next two lines. Although all respondents in this subsample consider themselves to be on the left, Western respondents lean slightly towards the “lower taxes/fewer benefits” pole of the continuum. Eastern respondents, on the other hand, position themselves 1,6 points closer to the “higher taxes/more benefits” pole.

The rest of the table breaks down the preferences of leftist along party lines and region. Because of the small sample sizes, the regional differences within electorates are not statistically significant, but the clearly show that within each region, the voters of the three parties hold broadly similar views on taxation and welfare.


no/other SPD B90Gruene Left

no/other 0.844 0.0812 0.0552 0.0846
(0.0958) (0.0327) (0.0286) (0.0402)
SPD 0.156 0.847 0.193 0.0735
(0.0958) (0.0511) (0.0553) (0.0450)
B90Gruene 0 0.0717 0.723 0.110
(0) (0.0427) (0.0643) (0.0815)
Left 0 0 0.0291 0.731
(0) (0) (0.0177) (0.0891)

N  1282

Table 5: Party identification of leftist voters in West Germany by vote choice

Source: own calculation based on GLES 2013 pre-election cross-section, ZA5700. The size of the subpopulation is 254. Standard errors take into account the complex survey design, including the weights supplied by the GLES team.

While policies seem hence to matter less than one would have expected, party identification once more plays a prominent role. Table 5 shows the party affiliation of Western leftist voters by electoral choice. From the main diagonal, it can be seen that between 72 and 85 per cent report a party identification that is congruent with their electoral choice. Crucially, this also holds for the Left party, which is still relatively new by West German standards. Here, 73 per cent of the voters claim to be longstanding supporters. Although the sampling error is relatively large for this small group, one can be confident that more than half of the Left’s Western voters are identifiers.

In the East, the results are virtually identical (not shown as a table). Flipping the perspective demonstrates that similarly high numbers of identifiers vote for the “correct” party, and again, this holds for both regions (not shown as a table). Taken together, these findings suggest that the fragmentation of the left electorate has indeed become entrenched. Obviously, this does not bode well for any attempts of the SPD to win (back) voters from the Left.

5 Conclusion: Party identification in Germany: not Dead yet

The notion of party decline in Western countries is as old as the post-war political order (Reiter, 1989). But at least for the old Federal Republic, and then for the Western states during the first decade after unification, there is no evidence of any sudden collapse of the party loyalties. Instead, the available data from the Politbarometer series point to an almost glacial process of dealignment that is driven by social and generational change (Arzheimer, 2006).

This article expands on earlier contributions by first extending the study of the Politbarometer series by a full decade to the whole 1977-2012 period. The most important finding from this analysis is that dealignment in Western Germany has slowed down even further, coming to a virtual halt in recent years.

One reason for this is the emerging positive relationship between formal education and partisanship, coupled with the ongoing expansion of the German education system. This positive effect of education (which confirms some of Dassonneville, Hooghe, and Vanhoutte (2012)’s finding using a less idiosyncratic data base) is both unexpected and remarkable, because it contradicts classic cleavage theory as well as the original argument about cognitive mobilisation. Whether it hails a new age of “cognitive partisans” (Dalton, 2014, p. 140) remains to be seen, although the results are certainly suggestive.

Demographic changes play an important part, too. While it is not quite clear whether this is primarily a result of life-cycle or of cohort effects, late-middle-aged voters and younger pensioners are more likely to be partisans than younger voters, whose share of the electorate is rapidly shrinking.

Turning from the longitudinal to a cross-sectional perspective, it could further be demonstrated that in both East and West Germany, party identifications are a very strong predictor of voting intentions, even if the other elements of the Ann-Arbor-Model – candidate evaluations and issues orientations – are controlled for in various ways. Those voters who identify with a party rarely report diverging voting intentions so that issues and candidates matter almost exclusively for the apartisans.

Although the analysis was restricted to the pre-election survey to avoid any post-hoc rationalisations on behalf of the respondents, the spectre of endogeneity obviously looms large in any such model. After all, it is reasonable to assume that at least some respondents cannot distinguish between their current voting intentions and any long-term loyalties they may or may not harbour. However, measures of candidate evaluations and issue orientations are equally or even more so prone to contamination by voting intentions. Therefore, the estimate for the relative importance of party identification should be unaffected even if the absolute size of its effect may be overstated.

Finally, a detailed analysis of leftist voters interviewed for the GLES showed that even in the (small) subgroup of Western voters of the Left party, most respondents claimed to be identifiers. Again, this is a significant and largely unexpected finding. The formation of the WASG and ultimately the WASG/PDS merger were triggered by the SPD’s shift to the right on social and economic policy, yet the leftists amongst the voters of the SPD and of the Left take broadly similar positions on these issues while claiming to identify with their respective parties. This suggests that the fragmentation of the left camp has become entrenched and cannot be easily overcome by another programmatic shift of the SPD.


Albright, Jeremy J. (2009). “Does Political Knowledge Erode Party Attachments? A Review of the Cognitive Mobilization Thesis”. In: Electoral Studies 28.2, pp. 248–260. DOI: 10.1016/j.electstud.2009. 01.001.

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Arzheimer, Kai (2006). “’Dead Men Walking?’ Party Identification in Germany, 1977-2002”. In: Electoral Studies 25, pp. 791–807. DOI: 10. 1016/j.electstud.2006.01.004.

Arzheimer, Kai and Harald Schoen (2005). “Erste Schritte auf kaum erschlossenem Terrain. Zur Stabilität der Parteiidentifikation in Deutschland”. In: Politische Vierteljahresschrift 46, pp. 629–654.

Bluck, Carsten and Henry Kreikenbom (1991). “Die Wähler in der DDR: Nur issue-orientiert oder auch parteigebunden?” In: Zeitschrift für Parlamentsfragen 22, pp. 495–502.

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Dalton, Russell J. (1984). “Cognitive Mobilization and Partisan Dealignment in Advanced Industrial Democracies”. In: Journal of Politics 46, pp. 264–284.

— (2014). “Interpreting Partisan Dealignment in Germany”. In: German Politics 23.1-2, pp. 134–144. DOI: 10.1080/09644008.2013.853040.

Dalton, Russell J., Scott C. Flanagan, and Paul Allen Beck, eds. (1984). Electoral Change in Advanced Industrial Democracies: Realignment or Dealignment. Princeton: Princeton University Press.

Dassonneville, Ruth, Marc Hooghe, and Bram Vanhoutte (2012). “Age, Period and Cohort Effects in the Decline of Party Identification in Germany: An Analysis of a Two Decade Panel Study in Germany (1992-2009)”. In: German Politics 2, pp. 209–227.

Falter, Jürgen W. (1977). “Zur Validierung theoretischer Konstrukte – Wissenschaftstheoretische Aspekte des Validierungskonzepts”. In: Zeitschrift für Soziologie 6, pp. 349–369.

Hough, Dan, Michael Koß, and Jonathan Olsen (2007). The Left Party in Contemporary German Politics. Houndmills: Palgrave Macmillan.

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1Taxes/spending: “And what is your own opinion regarding taxes and social welfare services? 0 – lower taxes, even if this means a reduction in the benefits offered by the social state; 10 – lower taxes, even if this means a reduction in the benefits offered by the social state”. Immigration: “And what is your opinion regarding immigration? 0 – Immigration should be facilitated; 10 – immigration should be restricted”.

2Obviously, it would have been possible to estimate a single model for all of Germany by including appropriate interaction terms, but this would have introduced an additional layer of complexity.

3The correction presented by Long and Freese (2006) yields a slightly lower rate of 72 per cent.

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.




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*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== .

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”.


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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.

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.


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.


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.


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.


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.


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.


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.


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.


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


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.


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.


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.


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


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

Radical Attitudes


Like many other concepts in political science, the notion of radicalism harks back to the political conflicts of the late 18th and 19th century. Even then, its content was depended on the political context and far from well defined. Consequentially, being “radical” has meant different things to different people in different times and countries. Moreover, radicalism is closely related, if not identical to a number of (equally vague) concepts such as extremism, fundamentalism, and populism. As of today, there is no universally accepted definition of radicalism, and, by implication, radical attitudes.

There is, however, a core meaning of radicalism: radicals are willing to challenge the ground rules of politics to get to the root (Latin: radix) of what they perceive as the most pressing political problems. In any given context, radicals will confront the political establishment and will support policies whose implementation would trigger systemic change.

Radicalism in the 18th and 19th century

In the last third of the 18th century, a heterogeneous group of philosophers, writers and politicians began to campaign for a thorough reform of Britain’s political system. Amongst the goals of this movement were the abolition of the slave trade, a reform of the electoral laws and a better protection of citizens’ rights. They soon gained support from the emerging middle and working classes. The parliamentarian Charles James Fox is often credited with coining the name for this new movement when he demanded a “radical reform” of the electoral system in 1797, and by 1819, the “radicals” had established themselves as a separate political force that inspired the Chartist movement and played an important role in both the creation of the Liberal and the Labour Party.

Similarly, after the restoration of the monarchy in 19th century France, supporters of republican principles called themselves “radicals”. Over the last third of the century, they drifted to the left and were instrumental in the foundation of the country’s first modern left-wing party, the “Republican, Radical and Radical-Socialist Party” in 1901.

In Germany, “radical” was initially a political label chosen by those liberals who, in the spirit of the French Revolution, demanded civil liberties, universal male suffrage and parliamentary representation. In the second half of the 19th centuries, this label was applied those members of the workers’ movement who favoured a revolutionary change of government (i.e. an end of the authoritarian monarchist regime). In a similar fashion, in many other European and Southern American countries “radicalism” became shorthand for a subtype of liberalism that could be located either to the left or to the right of the political centre. To the present day, “radical” parties exist in many countries including Argentina, Chile, Denmark, Ecuador, France, Italy, Paraguay, and Switzerland. Most of them are today classified as either liberal or socialist/social-democratic.

Radicalism in the 20th century

The gradual spread of liberal democracy and its crisis during the interwar period changed the meaning of the concept. In the wake of the events in Germany, Italy, Russia, and many other European countries, radicalism became a collective term for the forces at the poles of the political spectrum that had formerly be known chiefly as “ultras” and threatened to overthrow liberal democracy: Communists on the on side, Fascists and National Socialists on the other. Consequentially, radicalism was transformed into a primarily spatial term (location on the left-right axis) with a connotation that was directly opposed to its original meaning. While the original radicals had been champions of freedom and democracy, the radicals of the 20th century were, by virtue of their ideological preferences, opposed to these values. Under the post-war consensus of the 1950s, this perspective on radicalism became dominant.

However, less than two decades after the end of the Second World War, Seymour Martin Lipset challenged the prevailing view of the connection between centrism and support for democracy. In his seminal study Political Man (1960), Lipset claimed that Fascism and National Socialism were neither left- nor right-wing ideologies. Rather, they constituted an “extremism of the centre”. While this statement is problematic if interpreted in purely sociological terms – Fascism and National Socialism appealed both to the middle and to the working classes – it reflects the ambiguous location of these regimes on the traditional Left-Right Spectrum. On the one hand, they violently suppressed the left-wing unions and parties. On the other hand, they were hardly champions of a free market economy: Fascism and National Socialism insulated farmers and small businesses from competition, engaged in large-scale economic planning and raised government spending on welfare to unprecedented levels.

More generally, Lipset argued that attitudes towards the economy and attitudes towards democracy could vary independently. In his view, any position on the Left-Right spectrum – radical or centrist – can be combined with “the repression of difference and dissent, the closing down of the market place of ideas”. This “tendency to treat cleavage and ambivalence as illegitimate” is what Lipset called extremism.

Lipset fruitfully applied this concept to right-wing extremism in the United States. In his view, the insistence on free-market principles makes this particular breed of extremisms “right-wing”, whereas anti-semitism, homophobia, racism, religious intolerance and xenophobia are simply manifestations of the same underlying generic phenomenon. Indeed, in separate work he convincingly demonstrated that these traits are also prevalent amongst members of the working class, whose criticism of free market principles marks them as left-wingers.

Lipset’s notion of extremism is so broad that it resonates with even more general concepts that were developed around the same time by psychologists such as Hans Jürgen Eysenck (“tough-mindedness”) and Milton Rokeach (“closed mindedness”, “dogmatism”) and refer to a tendency to unconditionally accept norms, prejudice and authorities. Like Lipset, Eysenck, Rokeach and many other scholars treat political preferences in general and political radicalism in particular as an essentially two-dimensional phenomenon. However, while Lipset argued that left-right ideology and support for democratic values and institutions can vary independently, other authors disagree.

In work that is partly inspired by Lipset, Uwe Backes and Eckhard Jesse claim that there is a U-shaped link between ideological radicalism and anti-democratic extremism. While they acknowledge that radicalism and extremism are conceptually different, they argue that radical ideological positions have implications that render them incompatible with liberal democracy as defined by the core values of the French revolution: liberty, equality, fraternity. According to Backes and Jesse, left-wing radicalism (Communism) overemphasises equality to the detriment of freedom whereas traditional European right-wing radicalism (Fascism) as well as American right-wing radicalism disregards equality in favour of either fraternity or liberty. In Backes’ and Jesse’s view, centrism is conducive to liberal democracy while radicalism is a necessary and sufficient condition for extremism. In a sense, the 20th century view of radicalism has come full circle in their work, which has influenced many European scholars directly or indirectly. However, empirical evidence for the U-shaped link between radical ideological positions and opposition to liberal democracy is sparse.

Measurement issues

If radicalism is interpreted in a purely spatial sense, it simply refers to the endpoints of the ideological spectrum. The most common instrument in this context is the general left-right scale that has been employed in countless comparative and single-country studies. Since the left-right scale is still interpreted chiefly in economic terms, other, more specific scales which refer to the appropriate degree of government intervention in the economy, state control of prices and wages, or the importance of trade unions have also been used. On the other hand, more inclusive attempts at measuring radicalism include preferences on the “postmaterialist” issues such as the environment, minority rights, and direct democracy.

Logical implications of extreme positions not withstanding, most researchers would, however, agree that a position at the endpoints of any policy scale is in itself of little importance because people frequently hold inconsistent and contradictory attitudes. Therefore, a number of items and scales have been proposed to directly capture support for liberal democracy.

Arguably, the most influential amongst these were developed by Herbert McClosky in his work on democratic values. In his 1964 article, McClosky distinguishes between three sub-dimensions of democratic values: respect for the “rules of the game” on the one hand and support for freedom of expression as well as support for political, economic, social and ethnic equality on the other. McClosky’s first dimension primarily refers to formal compliance. As long as a majority of citizens has internalised these rules, they will support democratic institutions even if their grasp of the underlying principles is patchy. His second and third dimension, however, refer precisely to these principles.

A model (liberal) democrat should subscribe to both the principles and rules, whereas an anti-democrat would despise both. Real-world citizens usually find themselves somewhere in between those two poles: they agree with the rules and abstract principles, but sometimes struggle with their application. Some items on McClosky’s scale were specifically designed to capture these conflicts. For instance, 90 per cent of his respondents believed in “free speech for all no matter what their views might be”, yet 50 per cent agreed that books containing “wrong political views” did not deserve to be published and 25 per cent were ready to suspend due process for “dangerous enemies like the Communists”.

To the present day, McClosky’s work has a tremendous impact on the field, but there are some basic problems with his and all subsequent attempts to measure support for democratic values. First, the items inevitably reflect the political and historical context for which they were devised. For McColsky and many of his successors, Communism was the main threat to liberal democracy. With the advent of new ideological challenges such as Islamism and Right-Wing Populism, this is obviously not longer true. Second, the rules and sometimes even the principles that constitute liberal democracy are bound to change gradually over time. Political behaviours and issues from the New Politics agenda that were considered “radical” in the 1960s – minority rights, the environment, sit-ins and human chains etc. – are now well within the political mainstream. Therefore, finding items that work well in all countries at all times is conceptually and empirically next to impossible. Third, even if these attitudinal scales generate measurements that are valid across time and space, they lack a natural cut-off point. At best, they are able to identify the most radical persons in society. However, where the boundary lies between democrats and radicals is an entirely different question.

See also Communism, Democracy, Theory of, Democracy, Types, Fascism, Fundamentalism, Ideology, Islamist Movements, Left-Right Spectrum, Liberalism, Peasants’ Movements, Political Attitudes, Populism, Postmaterialism

Further Readings

Backes, Uwe. 2007. “Meaning and Forms of Political Extremism in Past and Present,” Central European Political Studies Review 9 (4): 242–62.

Lipset, Seymour Martin. 1959. “Democracy and Working-Class Authoritarianism,” American Sociological Review 24: 482–501.

Lipset, Seymour M. 1960. Political Man. The Social Bases of Politics. Garden City: Doubleday.

Lipset, Seymour Martin, and Earl Raab. 1971. The Politics of Unreason. Right-Wing Extremism in America, 1790-1970. London: Heinemann.

McClosky, Herbert. 1964. “Consensus and Ideology in American Politics,” The American Political Science Review 58 (2): 361–82.

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.

Political Efficacy


Political Efficacy is a term that refers to the “the feeling that individual political action does have, or can have, an impact upon the political process, i.e. that it is worth while to perform one’s civic duties” (Campbell/Gurin/Miller 1954: 187). Like with many important concepts in the field of political communication and sociology, its origins can be traced back to a string of bi-annual surveys directed by Angus Campbell and his associates at the University of Michigan’s Survey Research Center (SRC) that eventually became to be known as the (American) National Election Studies (ANES).

The SRC’s approach to the study of politics focused on three basic tenets: (1) the idea that attitudes guide political behavior, (2) the notion that research has to be cumulative and (3) the willingness to draw on the rich tradition of political polling that was already established as well as on commonsensical ideas about politics. Therefore, the four items – a fifth item was dropped later on – which were introduced in 1952 were not derived from some overarching theory, but were simply considered interesting and relevant by the SRC group, given the political situation of the time.

They read: “I don’t think public officials care much what people like me think” (1), “Voting is the only way that people like me can have any say about how the government runs things” (2), “People like me don’t have any say about what the government does” (3) and “Sometimes politics and government seem so complicated that a person like me can’t really understand what’s going on” (4). Items 1, 3, and 4 were replicated in the ANES from 1956 on on a more or less bi-annual basis, and therefore at least in the U.S. it is possible to track the waxing and waning of the general public’s sense of efficacy over several decades. Translations of the SRC items were developed for surveys of social and political attitudes in a whole host of other countries, and nowadays, the concept has gained universal recognition in western democracies.

Campbell and his associates initially assumed that (1) people with a high Socio-Economical Status (SES) would (rightly) consider themselves more influential than people with a low SES and that (2) people who consider themselves influential are more likely to participate in politics (this is even a part of their definition given above). Therefore, efficacy should be an important intervening variable that could help explain the manifest link between SES and electoral participation. This conclusion was borne out in countless election studies. Moreover, political efficacy turned out to be a good predictor for other, more unconventional forms of political participation like protest marches, sit-ins or boycotts.

In the late 1960s/early 1970s, the lack of a theoretical foundation of the concept finally led to a third strand of research that re-interpreted the meaning of the items in the context of other approaches. In turn, a low sense of political efficacy was seen as an indicator for political alienation, a low level of support for the political system in the sense of Easton (1975), and as sign of political disaffection and malaise. Arguably the single most important contribution to the latter debate was Robinson’s (1976) article on “Public Affairs Television and the Growth of Political Malaise”, which essentially blamed (political) television for the sharp decline in efficacy starting in the late 1960s. This alleged causal relationship between TV consumption and a low sense of political efficacy became known as the “videomalaise hypothesis” and sparked a scientific debate that is still far from closed. In its course, the political efficacy items were increasingly seen as core indicators for political disaffection. This interpretation of the concept rests on the (implicit) argument that for democracies high levels of participation by all members of the public are desirable per se, and that low levels of efficacy are therefore a sign of crisis. On the other hand, functional or elitist theories of democracy claim that high levels of participation may well lead to overload and instability of the political system as well as to sub-optimal political results.

A fourth and final strand of research focuses on the dimensionality of the concept. As early as 1959, Robert Lane pointed out that the SRC items refer to two distinct sub-dimensions of the concept: Items 1 and 3 reflect perceived attributes of the political system (“external political efficacy”), while items 2 and 4 tap evaluations of the respondent’s own political abilities (“internal political efficacy”). 15 years later, George Balch could empirically prove that internal and external efficacy do indeed form two separate (but closely related) sub-dimensions of the original concept. Adherents of elitist theories hold that the combination of low levels of internal efficacy with high levels of external efficacy is most beneficial for the stability of democracy (see Almond and Verbas development of the “civic culture” for a closely related argument).

The existence of two sub-dimensions is nowadays uncontroversial. However, the long tradition of the concept not withstanding, its measurement underwent considerable change over the years. From the late 1960s on, additional items were introduced in the ANES surveys, the wording of the original items was varied somewhat to avoid response sets, the format of admissible answers was changed from agree/disagree to a Likert-type rating scale, and new or modified items were conceived. Therefore, a whole host of measurement models has been proposed during the last three decades, and the debate about the best (i.e. most valid and reliable) way to measure political efficacy is far from over.


See also: Political Disaffection

Further Readings:

Almond, G. A. and Verba S. (1965), The Civic Culture. Political Attitudes and Democracy in Five Nations, Boston: Little, Brown and Company.

Balch, George I. (1974), ‘Multiple Indicators in Survey Research: The Concept of “Sense of Political Efficacy”‘, Political Methodology 1(1): 1-43.

Campbell, A. & Gurin, G. & Miller, W.E. (1954). The Voter Decides. Evanston: Harper and Row.

Easton, D. (1975), ‘A Re-Assessment of the Concept of Political Support’, British Journal of Political Science 5: 435-457.

Lane, Robert (1959), Political Life. Why People Get Involved in Politics, Glencoe: The Free Press.

Robinson, M. J. (1976), ‘Public Affairs Television and the Growth of Political Malaise: The Case of “The Selling of the Pentagon”’, American Political Science Review 70: 409-432.

Vetter, A. (1997), ‘Political Efficacy: Alte und neue Meßmodelle im Vergleich’, Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie 49: 53-73.

Europa als Wertegemeinschaft? Ost und West im Spiegel des „Schwartz Value Inventory“


1 Einleitung und Fragestellung


Werte bzw. Wertorientierungen gehören zu den zentralen Konzepten der vergleichenden Politikwissenschaft. Von Beginn der Umfrageforschung an wurden die Orientierungen gegenüber den zentralen Werten ihrer jeweiligen Gesellschaft immer wieder empirisch untersucht. Seit den 1970er Jahren wurde dabei zumeist auf die von Ronald Inglehart (u. a. 1971; 1989; 1997) entwickelten Konzepte und Instrumente zurückgegriffen, insbesondere auf die verkürzte Variante seiner Wertebatterie („Inglehart-Index“), die nicht nur in zahllosen nationalen, sondern auch in der Mehrzahl der großen internationalen Einstellungsstudien routinemäßig mitläuft (z. B. Eurobarometer, ISSP, EES, EVS, WVS).

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