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

 

1 Einleitung, Fragestellung, Daten

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

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

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

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

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

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

2.1 Globale Ost-West-Differenzen

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

 


PICKarte 1: Lokale Abweichungen vom regionalen Ergebnis 2009


 


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


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

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

 


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


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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

3.2 Position der Linkspartei/PDS im Parteienspektrum

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

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

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

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


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Abbildung 1: Wahrnehmung der Linkspartei auf zwei Policy-Dimensionen


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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

4.1 Die Wahrnehmung der Parteien in Ost und West

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

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

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

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

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

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


 

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Abbildung 2: Wahrnehmung des Parteiensystems in West- und Ostdeutschland


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

4.2 Wahlteilnahme und die Rolle von Parteiidentifikationen

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

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

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

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

 


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

Tabelle 2: Verteilung der Parteiidentifikationen in West- und Ostdeutschland


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

 


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

Tabelle 3: Stärke der Parteiidentifikationen in West- und Ostdeutschland


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

 


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

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


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

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

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

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

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

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


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


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

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

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

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

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

4.3 Ein multivariates Modell der Wahlentscheidung bei der Bundestagswahl 2009

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

 


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


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

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

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

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


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


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


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


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

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


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


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

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


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


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

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

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

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

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

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

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

5 Fazit

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

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

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

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

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Shikano, Susumu (2008). „Die Eigendynamik zur Eindimensionalität des Parteienwettbewerbs: eine Simulationsstudie“. In: Politische Vierteljahresschrift 49.2, S. 229–250.
Venables, William N. und Brian D. Ripley (2002). Modern Applied Statistics with S. 4. Aufl. New York, Berlin, Heidelberg: Springer.

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

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

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

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

5Interview mit dem Berliner Tagesspiegel vom 17.05.2005

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

Mikrodeterminanten des Wahlverhaltens: Parteiidentifikation

 

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

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

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

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

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

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

2. Parteiidentifikation in der alten Bundesrepublik 1977-2008

2.1 Grundlagen

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

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

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

2.2. Die Entwicklung des Anteils der Parteiidentifizierer

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

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

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

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

 

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


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

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

2.3. Die Intensität von Parteibindungen

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

2.4. Sozialstrukturelle Ursachen für den Rückgang der Parteibindungen

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

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

 

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

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

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

 

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

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

 

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

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

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

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

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

3. Parteiidentifikation in den neuen Ländern 1991-2008

3.1. Ausgangslage

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

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

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

 

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


 

3.2 Die Entwicklung des Anteils der Parteiidentifizierer

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

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

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

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

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

3.3. Determinanten der Parteiidentikationen in den neuen Bundesländern

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

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

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

 

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

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

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

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

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

 

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

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

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

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

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

 

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

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

5. Die Bedeutung der Parteiidentifikation im westeuropäischen Vergleich

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

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

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

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

 

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

6. Fazit

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

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

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

Literatur

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Weiterführende Literatur

 

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

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

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

 

1 Einleitung und Fragestellung

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

2 Analyse

2.1 Daten und Methode

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

2.2 Ergebnisse

2.2.1 Erwartungen an den Staat und „Soziale Gerechtigkeit“

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

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

Tabelle 1: Erwartungen der Bürger an den Staat


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

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

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

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


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


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

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

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


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


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

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

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

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

Tabelle 2: Gerechtigkeit Einkommensverteilung


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

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

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


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


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

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

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


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


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

2.2.2 Bewertung der Systemleistungen

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

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

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

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

Tabelle 3: Adäquate Leistungen/Chancen


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


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


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

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


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


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

2.2.3 Prävalenz von Problemen und subjektive Risiken

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

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

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

Tabelle 4: Gefühl subjektiver Bedrohung durch Arbeitslosigkeit und Armut


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

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


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


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


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


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

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

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

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

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

Tabelle 5: Wahrgenommene Prävalenz sozialer Gruppen


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

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

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


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Abbildung 9: Erwartete Werte für ausgewählte Gruppen: Geschätzte Arbeitslosenquote


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

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


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Abbildung 10: Erwartete Werte für ausgewählte Gruppen: Geschätzte Armutsquote


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

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

2.2.4 Nichtintendierte Folgen

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

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

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

Tabelle 6: Wahrgenommene Häufigkeit von Sozialbetrug


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


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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.


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


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

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

%3

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