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

 

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

 

1 Introduction

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

2 The controversy over partisan dealignment in Germany

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

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

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

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

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

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

3 Is partisanship in (Western)Germany in decline?

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

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

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


PIC

Figure 1: Partisanship in West Germany, 1977-2012

Source: own calculation based on Politbarometer series, ZA2391


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

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

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

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

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

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


PIC

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

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







Party ID
Sqrt(Time) -0.481∗∗∗
(0.0451)
Time 0.00912∗∗∗
(0.00111)
Campaign (all) 0.0400∗
(0.0162)
Age: 35-59 -2.923∗∗∗
(0.413)
Age: 60- -3.117∗∗∗
(0.490)
Educ: high 0.0941
(0.468)
Age: 35-59 × Sqrt(Time) 0.317∗∗∗
(0.0417)
Age: 60- × Sqrt(Time) 0.299∗∗∗
(0.0498)
Age: 35-59 × Time -0.00747∗∗∗
(0.00103)
Age: 60- × Time -0.00579∗∗∗
(0.00124)
Educ: high × Sqrt(Time) -0.0210
(0.0457)
Educ: high × Time 0.00134
(0.00110)
Constant 6.340∗∗∗
(0.449)


Observations 439120


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

Source: own calculation based on Politbarometer series, ZA2391.


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


PIC

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

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


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


PIC

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

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


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

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

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

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

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

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


PIC

Figure 5: Partisanship in East Germany, 1991-2012

Source: own calculation based on various Politbarometer samples


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

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

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

4 The role of party identification in the 2013 election

4.1 Party identification and party choice

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

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

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





west east



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



Observations 3887 1711



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

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


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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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




tax/spend


SPD -2.529∗∗∗
(0.482)
B90Gruene -2.866∗∗∗
(0.535)
Left -2.415∗∗∗
(0.592)
East -2.439∗∗∗
(0.592)
SPD × East 1.606∗
(0.708)
B90Gruene × East 1.987∗
(0.848)
Left × East 1.296
(0.794)
Constant 7.003∗∗∗
(0.400)


Observations 1839


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

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






tax/spend



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



Observations 1339



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

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


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

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

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


Vote






no/other SPD B90Gruene Left





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





N  1282





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

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


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

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

5 Conclusion: Party identification in Germany: not Dead yet

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

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

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

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

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

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

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

References

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

Alvarez, R. Michael and Jonathan Nagler (1998). “When Politics and Models Collide. Estimating Models of Multiparty Elections”. In: American Journal of Political Science 42, pp. 55–96.

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

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

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

Converse, Philip E. (1969). “Of Time and Partisan Stability”. In: Comparative Political Studies 2, pp. 139–171.

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

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

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

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

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

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

Long, J. Scott and Jeremy Freese (2006). Regression Models for Categorical Dependent Variables Using Stata. 2nd ed. College Station: Stata Press.

Oppenheim Mason, Karen et al. (1973). “Some Methodological Issues in Cohort Analysis of Archival Data”. In: American Sociological Review 38, pp. 242–258.

Reiter, Howard L. (1989). “Party Decline in the West. A Skeptic’s View”. In: Journal of Theoretical Politics 1, pp. 325–348.

Royston, Patrick and Willi Sauerbrei (2008). Multivariable Model-building: A Pragmatic Approach to Regression Analysis Based on Fractional Polynomials for Modelling Continuous Variables. Chichester, UK: Wiley.

Schmitt-Beck, Rüdiger and Stefan Weick (2001). “Die dauerhafte Parteiidentifikation – nur noch ein Mythos? Eine Längsschnittanalyse zur Identifikation mit den politischen Parteien in West- und Ostdeutschland”. In: Informationsdienst soziale Indikatoren 26, pp. 1–5.

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

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

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

The AfD: Finally a Successful Right-Wing Populist Eurosceptic Party for Germany?

 

Germany is unusual amongst West European countries because all relevant parties (with the possible exception of the Left party) are unwavering supporters of European integration. Moreover, while the Radical Right is now a permanent feature a of many European democracies, the electoral successes of Germany’s Radical Right parties have been very modest and confined to the subnational level.

However, in 2013, only months before the General Election, a new party was formed that campaigned for a dissolution of the Eurozone and a radical re-configuration of German foreign policy. This new “Alternative for Germany” (Alternative für Deutschland or AfD for short) came tantalisingly close to the electoral threshold of five per cent. Nine months on, the party polled seven per cent in the 2014 European parliamentary election and was eventually admitted to the European Conservatives and Reformists group (ECR), which further soured the relationship between German Chancellor Angela Merkel and British Prime Minister David Cameron. In three (eastern) state parliamentary elections held in August/September 2014, the AfD did even better, capturing between 9.7 (Saxony) and 12.2 (Brandenburg) per cent of the vote.

The AfD has been described as eurosceptic and right-wing populist1 by its political rivals and by the mainstream media. If this description was correct, it would signal a qualitative shift in the structure of party competition in Germany. Moreover, due to such a party’s blackmail potential vis-a-vis the moderate right, this would constitute a massive shock to the German party system, with considerable implications for Germany’s future position on European integration and for German immigration policies. It is, however not at all clear if and to what degree such a classification of the AfD is warranted, as those terms are used rather indiscriminately in mediated discourses (Bale, Kessel, and Taggart 2011).

The aim of this article is therefore simply to assess the AfD based on categories derived from the rich comparative literature on the Radical Right and on euroscepticism. Since the AfD is a very young party with no parliamentary record, the primary source of evidence the party’s 2014 European manifesto. Additional information is drawn from material on the party’s website and Facebook presence.

The remainder of this article is organised as follows: The next section briefly reviews the concepts that will be used in the analyses. The third section provides some background information on euroscepticism and right-wing radicalism in Germany, and on the short career of the AfD. The fourth section presents an in-depth analysis of the AfD’s manifesto and other texts produced by the party. The final section summarises the main findings and puts them into perspective.

Concepts

Radical right-wing populism

In the early 1980s, a new group of right-wing parties emerged in Western Europe. These parties differed significantly and systematically from mainstream parties of the right and were therefore portrayed as a new party family in the scholarly literature. While there is little disagreement as to which parties belong to this new family, research on these parties and their voters has been plagued by the twin questions of what exactly sets these parties apart from the mainstream right, and what adjectives (“radical”, “populist”, “extreme”, “anti-immigrant” …) best capture these differences.

More recently, Mudde (2007) has proposed a new scheme for classifying right-wing parties outside the mainstream that has won international acclaim because it accommodates a wide range of parties while identifying important differences between them. According to Mudde (2007, 19), the lowest common denominator for the party family is “nativism”, an ideology that combines nationalism and xenophobia. Nativism is a broad concept that subsumes racism, ethnocentrism, and anti-immigrant sentiment. Nativism holds that non-native elements (persons, ideas, or policies) present a threat to the nation state, which should be as homogeneous as possible.

However, traces of nativism may be found within the manifestos of mainstream parties. Following Mudde (2007, 21–23), to qualify as a Radical Right, a party additionally needs to display authoritarian tendencies, i.e. an aggressive stance towards political enemies and a preference for a strictly ordered society, strong leadership, and severe punishments for offenders. With authoritarianism comes a political bent that is not necessarily anti-democratic per se but goes against the grain of some of the fundamental values and principles of liberal democracy (Mudde 2007, 25–26) such as tolerance, pluralism, and the protection of minorities and their rights.

Within the Radical Right, Mudde then identifies a subgroup of parties that is also populist in nature. By populism, Mudde (2007, 23) means not just a style of political communication but rather a “thin ideology” (see Stanley 2008) that pits the “pure people” against a corrupt elite and puts majority rule above human rights and constitutional checks and balances. This Populist Radical Right is arguably the most electorally successful subtype within the larger party family.

Finally, a small (and not necessarily populist) subgroup of the Radical Right is actually anti-democratic. Borrowing from the long-standing practice in Germany, Mudde labels these parties as “Extreme Right”.

While Mudde’s system of definitions may not have ended the debate about terminology in the field, it obviously provides a useful tool for assessing new parties, and more generally for discussing developments in Germany within a wider European context.

Euroscepticism and ideology

Euroscepticism broadly refers to a negative stance towards European integration. As a field of scientific inquiry, it only took off in the late 1990s (see Vasilopoulou 2013) when the “Post-Maastricht Blues” (Eichenberg and Dalton 2007) kicked in. Mudde (2012) distinguishes between two main strands in this literature: the “North Carolina school”, which clusters around the Chapel Hill dataset, and the “Sussex school”, which chiefly relies on case studies of party manifestos. Whereas the “North Carolina school” aims at quantifying degrees of euroscepticism, the Sussex group introduced a qualitative distinction between “hard” and “soft” euroscepticism. “Hard” euroscepticism refers to a principled rejection of European integration that is ultimately incompatible with EU membership. “Soft” euroscepticism is not opposed to integration as such, but rejects the current state of European politics as well as the trajectory towards an “ever closer union” (Szcerbiak and Taggart 2008, 1:7–8).

Mudde (2012, 194) notes that in the face of low salience of Europe and euroscepticism, it can be surprisingly difficult to determine whether a party is soft eurosceptic, hard eurosceptic, or not eurosceptic at all. However, in the case of the AfD, which emerged as an anti-Euro party and drew up their first full-length manifesto in the context of the 2014 European election, there is clearly no lack of salience. The hard/soft distinction is therefore a useful template for the analysis of the AfD’s ideology.

But it is not entirely obvious how euroscepticism relates to broader ideologies. In most West European polities, parties position themselves within a two-dimensional (Kitschelt 1995; Benoit and Laver 2006) or perhaps even three-dimensional (Bakker, Jolly, and Polk 2012) space. The everyday language of politics, however, still relies on the traditional left-right-dichotomy, and most West Europeans are quite happy to place themselves on a unidimensional left-right-scale (Lo, Proksch, and Gschwend 2014). While the precise meaning of “left” and “right” may vary across time and space (Huber and Inglehart 1995), left-right-placement usually reflects the perceived distance between voters and parties as well as value-based preferences (Knutsen 1997). The focal value on the right-hand side of this spectrum is inequality (that can be the result of some “natural order”, mandated by tradition and authority, or the product of some market mechanism). The most important value on the left-hand side is equality (see e.g. Bobbio (1997)), realised through state regulation and redistribution of resource that may or may not infringe on liberty and property rights.

Data reported in Ray (1999)’s (1999) early seminal contribution suggest that eurosceptic parties were by and large located at both ends of the political spectrum during the 1990s. The analysis by Marks et al. (2006), which draws on more recent data, confirms precisely such a curvilinear pattern, at least for Western Europe. But even at the very (right) extreme of the political spectrum, euroscepticism is neither omnipresent nor universally “hard” (Vasilopoulou 2013). Therefore, a new party such as the AfD must be very carefully evaluated before it can be classified as right-wing, populist, eurosceptic, or all of the above.

Conditions for radical right success: Demand, context, and supply

Support for Radical Right parties varies considerably across time and political systems. The burgeoning literature has identified three groups of factors that can help to make sense of this variation: “Demand-side” variables refer to individual features such us gender, formal education, class, and, most importantly, political disaffection and anti-immigration attitudes (Brug and Fennema 2007) that make voters more or less susceptible to right-wing mobilisation. Their effect is moderated by contextual conditions, which include institutional factors (e.g. the electoral system or the degree of political centralisation), socio-economic conditions (e.g. the unemployment rate or the annual number of new asylum applications), and political variables such as the salience of the immigration issue for other parties and the media, or the willingness of the elites to co-operate with the Radical Right (Arzheimer 2009).

Demand-side and contextual variables collectively form the external environment to which a Radical Right party has to adapt, at least in the short term.2 A third group of variables, however, is more or less under the control of the party. Such “supply-side” factors include the party’s policy proposals, candidates for office, and general public appearance.3 Amongst these, past research has highlighted the availability of a “charismatic leader” as a precondition for Radical Right success, although this hypothesis is highly contested (Brug and Mughan 2007).

More recently, David Art (2011) has developed a more nuanced account that stresses the importance of party activists in general. In a nutshell, Art argues that the trajectory of Radical Right parties hinges on the nascent party’s ability to attract a sufficient number of the right type of activists, which in turn depends on historical legacies and the initial reaction of mainstream political actors to the new party (Art 2011, 31). To have a chance of electoral success, a new party needs many “moderates”, i.e. nationalists who credibly subscribe to the rules of liberal democracy and steer clear of biological racism and neo-nazism. Ideally, these moderates should also have high social-economic status (SES) and a degree of political experience outside the Radical Right (Art 2011, 33). Conversely, the emerging party should try to curb the number of “opportunist” members without strong political convictions and to avoid attracting any “extremist” activists who are openly hostile to parliamentary democracy: The latter group is prone to infighting over (highly fragmented) political principles, unwilling to temper their political demands in order to appeal to more moderate voters, and provide an easy target for any attempts to ostracise the new party. Moreover, they are often unexperienced (Art 2011, 35–40).

Whilst this article is chiefly concerned with the question of whether the AfD can at all be classified as Radical Right, Art’s theory of radical right mobilisation provides a useful template for the next section and puts the AfD’s electoral appeal in perspective.

Euroscepticism and the radical right in Germany

The lack of successful eurosceptic and right-wing parties

German MPs generally support European integration and even subscribe to a “deep core belief” of “the EU as a good thing” (Kropp 2010, 140). Almost all parliamentary parties in Germany are staunch proponents of European political integration. On the right, both the FDP and the CDU/CSU have supported and shaped European integration from its inception in the 1950s, although the small Bavarian CSU has been occasionally been more critical of the commission and some European policies than its sister party. On the left, the SPD and the Greens have taken a similar stance, both in opposition and in government (Wimmel and Edwards 2011, 295–296).

Only the Left party have voted consistently against the treaties of Maastricht, Nice, and Lisbon, because they reject the “neo-liberal” Single European Market, the monetary and budgetary policies mandated by the Stability and Growth Pact, and the “militaristic” Common Foreign and Security Policy. But even the Left party have declared themselves pro-European in principle at these occasions (Wimmel and Edwards 2011, 306–308), which makes them soft eurosceptics.

Otherwise, German euroscepticism has been confined to a number of unsuccessful single-issue fringe groups such as the Pro-Deutschmark party, and to the country’s three Radical Right parties (Lees 2008): the Republicans, the DVU, and the NPD. While all three had occasional successes in state elections and the Republicans even were represented in the 1989-1994 EP, their support proved fickle, and neither of them has ever won representation in the Bundestag. Compared to other West European countries, this weakness of the Radical Right appears anomalous and makes Germany a large negative outlier in a statistical model of radical right voting in Western Europe that controls for demand-side and contextual factors (Arzheimer 2009).

Art’s assessment of Radical Right mobilisation in Germany (Art 2011, 190–208), however, provides a plausible explanation for this lack of right-wing success. German elites have stigmatised National Socialism and criminalised the use its symbols very early on whilst offering nationalist a home in the mainstream centre-right. This strongly discouraged ‘moderates’ and ‘opportunists’ from joining the NPD, DVU, or the Republicans. These parties in turn have always had a fixation with the past (Ignazi 1992; Kitschelt 1995), which ruled them out as serious political players and made it easy to create and maintain a cordon sanitaire between them and the main parties.

Against this backdrop, the meteoric rise of the AfD and its ability to steer clear of any Nazi connotations is a very unusual4 and significant development. Arguably, this success was only possible because the party was formed by “moderates” with very high SES, considerable civic skills, and some political experience (detailed in the next seciont), and rests on the party’s continuing ability to ward off “extremists”, or at least activists that are perceived as too extreme in the German context. This makes the question of the AfD’s classification all the more pertinent.

The making of the “Alternative for Germany”

The AfD began its political life in September 2012 when a group of disaffected CDU members including Konrad Adam (born 1942), Alexander Gauland (born 1941), and Bernd Lucke (born 1962) founded a political action group called “Wahlalternative 2013” (an electoral alternative for the 2013 General election). While none of them played a leading role in the CDU, all three had been party members for several decades and were reasonably prominent figures: Adam and Gauland are well-known conservative journalists, while Lucke is a professor of economics who has been instrumental in organising two petitions by academic economists against the various bailout packages.

However, the AfD should not be considered a splinter party from the CDU, because the founding members were recruited from a broader centre-right background: Other signatories included 28 university professors (almost all of them economists), entrepreneurs and managers, and a former state party chair of the FDP (the Liberal party). The Wahlalternative’s short manifesto5 demanded that Germany should not guarantee any foreign sovereign debt, that all members of the Eurozone should be free to re-introduce national currencies or to join new currency unions, and that any further transfer of German sovereignty should be subject to a referendum.

Initially, the Wahlalternative was organised as a pressure group that supported the “Federation of Independent Voters”, a fledgling umbrella organisation for community-based, voter associations that are often dominated by the owners of small local business. In January 2013, both organisations jointly drew up a slate of candidates for the state election in Lower Saxony. However, the list polled just over one per cent of the vote, much less than the five per cent required for parliamentary representation. Subsequently, the two groups parted ways, and in February 2013 the Wahlalternative’s leadership formally founded the AfD as a political party, with the stated intention to run in the upcoming federal election on September 22. Adam, Lucke, and Frauke Petry (born 1975), a chemist and entrepreneur from the eastern state of Saxony, were elected to jointly lead the party.

By July, the party had drawn up a short manifesto that focused on monetary and fiscal policies, had set up branches in all 16 Länder, and had attracted more than 10,000 members.6 In the end, the AfD garnered 4.7 per cent of the vote, the best result for any party competing for the first time since 1953. While the AfD narrowly missed the electoral threshold, this result was widely seen as a remarkable achievement that gained them a foothold in the political system and gave them access to state funding.

Over the following six months, the party focused on broadening their programmatic profile and shedding the image of the single-issue party. During this time, it became clear that there was considerable potential for conflict within the party. In some state-level branches, the leadership resigned or was ousted over allegations of financial, political, or personal misconduct.7 More importantly, it became clear that various factions (conservatives, liberals, right-leaning Christian Democrats and perhaps even Christian fundamentalists) were warring for influence within the party. In January/February 2014, a party conference that was supposed to select the candidates for the European election had to be suspended for a week, because the delegates could not agree on a slate. In March, another party conference rejected a change to the statutes that would have made it possible for Lucke to become sole party leader.8 Lucke barely managed to take control of a debate on the party’s position on homosexuality (started by himself) and struggled to enforce a party line that stops short of open populism and hard euroscepticisim.

The most visible split within the party concerned the question of its future membership in a political group in the European Parliament. While Lucke was adamant that the AfD should join the ECR, some of the party’s rank-and-file and the party’s youth organisation “Young Alternative” would rather have worked with the Europe of Freedom and Democracy (EFD) group. Things came to a head when the Young Alternative invited Nigel Farage to give a lecture in Cologne.9 Lucke intervened but could neither forestall the event, nor was he successful in reprimanding Marcus Pretzell, one of the organisers and also a member of the party’s executive committee and a candidate for the EP election.

Electorally, none of this did the party any harm. In the polls, support for the AfD had been consistently in the range of six to eight per cent. In the actual election, they won 7.1 per cent of the vote, which entitled them to seven seats in the European Parliament – as many as the Left party and more than the CSU or the FDP have won. The list of elected candidates includes only two women and reflects the bourgeois background of the party leadership.10 On June 12, the seven joined the ECR, making it the third-largest faction in the EP.

An analysis of the “Alternative”

A quantitative analysis of the AfD’s 2013 European election manifesto

Even for European elections, German parties tend to formulate detailed manifestos that cover a lot of policy domains. The AfD is no exception to that rule. The 2014 European election manifesto is the party’s first full-length policy document and therefore very well suited for assessing the party’s official policy positions. To provide context for its analysis, the manifestos of the main parties, the leftist Pirates, and the right-wing extremist NPD were analysed, too.

At 4,894 words, the AfD’s manifesto is close to the median length of 5,852 words. A number of function words (articles, conjunctions, prepositions etc.) were removed from the files. Running headers or footers, tables of contents and adverts were also discarded, but preambles and prefaces by the party leaders were retained. Because German is an inflected language, the “Snowball” stemming algorithm was applied to prepare the texts for quantitative analysis. Stemming aims at reducing words to their roots by removing suffixes and affixes so that different inflected forms are grouped together as a single item. While stemming is less accurate than full lemmatisation (determining the dictionary form of inflected words), it can be carried out quickly and efficiently to reduce the complexity of a text, and the loss in precision does not matter much in practical applications (Grimmer and Stewart 2013, 272).

Although a number of very common German words had been discarded in the first step, some stems such as “Europ” and “EU” appear very frequently in all manifestos and are thus not useful for discriminating between parties. Therefore, the one per cent most frequent stems were removed. Following Grimmer and Stewart (2013, 273), very rare stems that collectively make up one per cent of the total corpus as well as stems that were exclusively used by a single party (typically the party name) were also disregarded.

Party

1st

2nd

3rd

4th

5th

Left

regional

work

combine

ecological

society

Green

ecological

human rights

green

Euro

refugee

Pirates

data

oppose

society

access

allow

SPD

allow

work

education

citizens (female)

democratic

CDU

co-operation

worldwide

digital

need

job

FDP

opportunity

freedom

liberal

citizens (female)

responsible

AFD

member state

demand

Euro

eurozone

reject

CSU

Brussels

allow

future

freedom

needs

NPD

(German) people

Brussels

today

foreign

domain

Table 1: The Five Most Frequent words/stems in Nine Election Manifestos

The remaining 4,430 stems give a very clear impression of the AfD’s priorities. Amongst the 15 most frequent concepts in the AfD manifesto are “member states”, “Eurozone”, “ECB”, and “institutions”. None of these words is amongst the top priorities of any other party. However, the analysis also reveals some similarities. “Competition” features prominently in the AfD’s manifesto, but also crops up frequently in the respective platforms of the FDP and the CDU. “Work” is a common concern of the Left party and the SPD, and both Christian Democratic parties frequently talk about “jobs”. Even looking at just the top five words most frequently used by each party gives a good idea of what they stand for (see Table 1).

The observation that the usage of certain words conveys information on ideological proximity and distance between parties has been formalised by Slapin and Proksch (2008), who derive a statistical model that links word frequency to an underlying left-right dimension. Slapin and Proksch (2008) also develop an estimation procedure they call “wordfish”, which recovers ideological positions from political texts and ideological content of words while controlling for differences in the wordiness of political documents and the global distribution of words. Unlike the related “wordscore” method (Laver, Benoit, and Garry 2003), “wordfish” does not require anchor texts and is thus ideally suited for uncovering the positions of new parties relative to a set of more familiar political actors.

For the present analysis, the words and nine parties were simultaneously scaled using version 1.3 of Slapin and Proksch’s wordfish package for the R statistical system. The algorithm converged quickly on the point estimates. 95 per cent confidence intervals were generated by a parametric bootstrap procedure (a method that does not rely on a normal distribution of the estimates) using 500 draws (Slapin and Proksch 2008, 710).11 Again, there were no convergence problems. The words12 most closely tied to left ideology are “Kürzungspolitik” (austerity policies), “erwerbslos” (unemployed), “Altersarmut” (pensioner poverty), “Migrantinnen” (an inclusive and neutral term for migrants), “Sozialcharta” (social charter), “EU-Politik” (EU politics), “Profit” (profit, a more derogatory term than “Gewinn”), “Rüstungsproduktion” (production of arms), “unbefristed” (open-ended, as in open-ended contract), and “nationalistisch” (nationalistic).

The most right-wing words are “fremd” (foreign or strange), “Volk” (the (German) people, in a very emphatic sense), “verhängnisvoll” (fatal or ominous), “einerseits” (on the one hand), “bürgerfern” (removed or insulated from the interests of ordinary citizens), “Asylbewerber” (asylum seekers), “Gender” (as in gender mainstreaming or similar bugbears of the right), “gängeln” (to boss around someone, typically used with reference to the behaviour of bureaucrats), “Bolognaprozess” (the implementation of the Bolgna accord in German Higher Education), and “schleichend” (creeping, typically referring to slow but sinister political change). As this vocabulary reflects both the socio-cultural and the economic dimension of the left-right dichotomy, the scaling displays a high degree of face validity.

Scaling the AfD EP 2014 Manifesto

Scaling of German election manifestos for the 2014 EP election

Estimates for the party positions are very precise (Figure 1). For most parties, the width of the 95 per cent confidence interval is 0.10 points or less on a scale that ranges from -1.69 to 1.26. Crucially, the interval for the AfD is one of the narrowest. The positioning of the parties themselves will be instantly familiar to any student of German politics. The political spectrum is spanned by the Left party on the one hand and the NPD on the other. The Social Democrats (SPD) and the Christian Democrats (CDU) appear in their familiar centre-left and centre-right positions, with the Greens positioned to the left of the SPD and the FDP to the right of the CDU. The Pirates are located between the Greens and the SPD, which again seems plausible.

Both the CSU and the AfD appear to the right of the FDP, slightly closer to the NPD than to the CDU. The confidence intervals for their positions overlap, which implies that they are statistically indistinguishable.13 Lucke has repeatedly claimed that his party is neither left nor right14 and even stated that the AfD represents a new breed of party (“Partei neuen Typs”) at their founding conference15 – a very awkward pun on the Stalinisation of East Germany’s Socialist Unity party in the 1940s. But their manifesto places them firmly at the far right of the political spectrum.

The position of the CSU is perhaps more surprising, because the Bavarian Christian Democrats have been a fixture of German politics since 1945. But the party has nonetheless been described as anti-immigration and (borderline) right-wing populist in the literature (Lubbers, Gijsberts, and Scheepers 2002; Falkenhagen 2013). Former leader Franz-Josef Strauß famously declared that “there must be no democratic party right of the CSU” (Raschke and Tils 2013, 253, my emphasis). More recently, the party has also steered an ambiguous course towards the EU.16 While the content of their 2014 manifesto may already reflect concerns about the emerging competition from the AfD, the document is nonetheless in line with the CSU’s traditional position at the very margin of the established party system.

Is the 2013 manifesto radical, populist, and eurosceptic?

Against this backdrop, the estimates for both the AfD and the CSU are highly plausible. The general left-right measure paints, however, a very broad-brushed picture of the AfD’s political program. Assessing the question whether the AfD is not only on the right but also radical/extremist, populist, and eurosceptic requires a close reading of its manifesto.

In the theory section, “nativism”, i.e. a mixture of nationalism and xenophobia was proposed as a criterion for separating the Radical Right from other right-wing parties. In line with their overall position on the right of the political spectrum, the AfD is certainly unusually prone (by German standards) to display national symbols and to emphasise Germany’s national interest. “Mut zu Deutschland” (roughly translated: dare to stand by Germany) was the title of their manifesto and their main slogan for the EP 2014 campaign. The phrase is still used prominently on the party’s main website, their social media profiles, and in other party material. The slogan alludes to the common right-wing argument that national pride is systematically discouraged in Germany but was deployed in a more specific sense during the campaign: the AfD wants Germany to act more assertively within the European Union.17

The corresponding section, however, is one of the shortest in the manifesto and makes rather modest demands. The AfD blames the member state governments for breaking the treaties (particularly the Stability and Growth Pact), it demands that the EP should launch a public inquiry into the details of bailout measures, and it suggests (without going into details) that Germany should have a greater say within the European institutions. However, the main opponent for the AfD is an unholy alliance between the EU institutions and Germany’s “Altparteien” (old, i.e. established parties – a term the AfD has borrowed from the Green party of the 1980s). But one would be hard-pressed to find any statement that is nationalistic in the usual sense of the term in this or in fact in any other part of the manifesto.

The section on immigration and asylum also strikes a rather conciliatory tone. The AfD subscribes to the principles of free movement and free choice of residence for all EU citizens, although they want to limit benefits (of which they are critical in general) to long-term residents and their offspring. Moreover, the AfD acknowledges the problems brought about by demographic change and supports a point-based immigration regime for non-EU citizens. Finally, the AfD commits itself to a “humane” asylum system, which implies more financial and logistic support for the member states in the South, common standards for accommodation, and labour market access for asylum seekers. Taken together, these positions are not overly restrictive by German standards and do not display any nativist tendencies.

The AfD rejects Turkish EU membership flat-out and mentions “geographical, cultural and historical borders” in this context. But apart from this, and from a single reference to Europe’s “Christian-occidental values”, religion and culture, which are often used as politically acceptable codewords for non-European ethnic groups (Zúquete 2008), are not at all mentioned in the text. Judging by its manifesto, the AfD is therefore not a Radical Right, let alone an Extreme Right party.

Is the AfD populist? If one defines populism as a “thin ideology”, then there is very little in the manifesto that would support such a claim. The AfD is highly critical of “Brussels”, and of the mainstream parties in Germany. They also argue that the ongoing financial crisis was to a large degree caused by irresponsible behaviour of the banks, which should be regulated more tightly. Moreover, they want to improve the democratic legitimacy of the EU in general and demand that future enlargements as well as important decisions on the Euro should be put to a referendum.

But that alone does hardly make them populists. Their manifesto does not contain a single reference to “elites”, the “political class”, or the “eurocrats”. Corruption is mentioned only once, in the innocuous context of the UN’s anti-corruption charter. But even if one opts for a broader, softer definition that primarily treats populism as a style of political communication “that refers to the people” (Jagers and Walgrave 2007, 322) there is nothing in the manifesto that would appear as particularly populist in that sense.

The AfD’s manifesto does not even conform with every day notions of populism that imply appeal to emotions, oversimplification, and a degree of opportunism (Mudde 2004, 542–543). On the contrary: The AfD’s manifesto contains lengthy references to economic theory, is largely written in a rather technical and stilted language and even contains a couple of footnotes that cross-reference political demands to articles in the Treaty on the Functioning of the European Union.

That leaves the issue of euroscepticism. The AfD is clearly not a “hard” eurosceptic party. They are opposed to the currency union in its present form, to current and future bailouts, and more generally to a federal European state. But at the same time, they are committed to the European Union as such and have dropped their erstwhile demand for a return to the Deutschmark from their manifesto. While they want to strengthen the principle of subsidiarity (which was established in the Treaty of Maastricht at the behest of the German Länder), they don’t intend to reduce the EU to a trade bloc. Although they are highly suspicious of secretive intergovernmental co-operation in Justice and Home Affairs, they support the pursuit of a Common Foreign and Security Policy based on lowest common denominator solutions. Taken together, “soft euroscepticism” best describes the political positions articulated in the manifesto.

The Alternative’s internet presence

In Germany, parties are legally obliged to draw up comprehensive manifestos and lodge them with the Federal Returning Officer. These platforms are routinely scrutinised by researchers and the media. The lack of any obviously radical and populist content in the AfD’s manifesto could therefore be misleading. Indeed, a speech delivered by Konrad Adam on June 27, 201318 gives a rather different impression. Adam encourages party members to become “dangerous citziens” (“gefährliche Bürger”) who dare to take on the elites. Politicians of other parties are portrayed as greedy, lazy, and incompetent predators who are after the money of ordinary taxpayers and sell out the national interest to the EU, and the mainstream media help them to cover up.

Other speeches documented on the website, however (four by Lucke, one by Starbatty and one by Henkel) strike a similar, yet clearly more moderate tone. Starbatty and Henkel in particular discuss intricacies of social and economic policy in great detail, while Lucke often focuses on his vision for the further development of the party. None of these speeches could be considered populist or radical.19

To get a more rounded impression of the party’s appeal, it therefore makes sense to analyse the party’s presence on the internet. The party’s main website (http://www.alternativefuer.de) is built with the wordpress platform. It is professionally designed and maintained and currently (July 2014) consists of more than 1,300 unique HTML pages20 plus 62 PDF documents. Many pages contain redundant content because they serve as archives that bring together posts related to a specific author, tag, category, or date of publication. Other pages are simply of an administrative nature (e.g. contact information). The following analysis is therefore restricted to 371 blog-post like pages, which contain comments on media reports, current events, or simply document statements by prominent party leaders.

For the analysis, only text in the main body of the pages was extracted. Stopword removal and stemming were conducted as outlined above. The resulting corpus consists of 45,990 words, which can be reduced to 9,745 stems. Obviously, posts on a website serve a function that is different from that of the manifesto, and this is reflected in the language used. A simple count demonstrates that the AfD is chiefly talking about itself and its leadership. “AfD” (573), “Alternative” (338), and “Deutschland” (“Germany”, 531) are amongst the five most popular stems. Also very prominent is the name of Bernd Lucke (274), who clearly overshadows his fellow leaders Adam (42) and Petry (48). Far more important than Adam and Petry are deputy leaders Gauland (151) and Henkel (90), while (female) deputy leader Patricia Casale is not mentioned at all.21

Taken together, the website leaves no doubt that the AfD is a right-wing party. Only about 60 per cent of the references to “Germany” are due to the use of the full party name. The party simply talks a lot about Germany, everything German (253), Europe (379), the Euro (327), the EU (175), and the Eurozone (62). The tone is slightly harsher than that of the manifesto, with the occasional attack on the ECJ or refugees “who abuse the right to hospitality”. While “Volk” (people) is rare, the more intellectual “Bevölkerung” (population, 42) and particularly “Bürger” (citizen(s), 169) crop up much more often. Attacks on the AfD’s political competitors are also frequent: the CSU is mentioned 41 times, the FDP receives 75 references, and the CDU is mentioned 104 times.

But all in all, there is still little evidence of populism or right-wing radicalism. Immigrants and immigration are mentioned only 23 times (equivalent to a single mention in six per cent of all posts), and not necessarily in a negative context. Bulgaria and Romania are each referenced less than 15 times, Muslims hardly play a role at all, and even Turkey and the Turks are mentioned only 23 times. Remarkably, the AfD shows an unusual degree of sympathy for Russia and distrust for the US, both common in German Radical Right circles. But as far as foreigners are concerned, the main focus is clearly Greece and the Greeks (297 references).

The main website does not, however, include any interactive elements (guest books, comments, fora). Instead, the party relies on social media websites to interact with members, supporters, the media, and the general public.
Facebook is of particular importance for the party. As of July 2014, the official fanpage of the AfD’s federal organisation counts almost 122,000 “likes”.22 This is nearly twice as much as the SPD (just under 75,000) or the CDU (almost 84,000) can muster. On Twitter, the AfD federal organisation’s handle has only about 9,600 “followers”. The analysis will therefore focus on the AfD’s Facebook fanpage.

From a party’s point of view, fanpages are attractive because they provide a focus for political conversation about the party that is actually under the control of the party. Whereas communication on Twitter is largely unmoderated, spontaneous, and ephemeral, Facebook fanpages resemble traditional home pages. Crucially, fanpage administrators can remove posts, restrict who may post, and even ban individual users from the page.

Montage of Soundbite and Party Logo

Facebook has created an application programming interface (API) that makes it easy to programmatically access posts on fanpages as well as their meta data. Data were collected using version 0.4 of the “Rfacebook” package for R. The AfD launched its fanpage on March 3, 2013, and posted for the first time on March 7. As of July 11, 2014, the AfD have updated their status 1,702 times, or roughly 24 times per week, with markedly higher frequencies immediately after the launch of the party, during the federal campaign, during the candidate selection conference in January/February, and finally during the European parliamentary campaign.23 Many of these updates include images that combine text and pictures. Figure 2 is quite a typical specimen that brings together a photo of Gauland, a short quote (“Germany is not the USA’s doormat”), and the party logo and signature blue background. It is well known that such photo updates create quicker and stronger reactions with Facebook users and are privileged by Facebook’s selection algorithm. Moreover, text within images is never truncated by Facebook and can be easily shared both on Facebook and across other channels with minimal effort.

The use of such imagery shows the professionalism of the AfD’s social media team but is an obstacle for text analysis, because the use of various fonts and designs renders reliable optical character recognition virtually impossible. Fortunately, most images are complemented by some text, which usually re-iterates the main points or raises some additional issues. The following analysis is based on 1,223 posts that contain at least some text. Together, these posts make up some 72,000 words.24

Facebook is a popular medium for political communication because links to other content on the internet can be quickly posted (often with a preview of the other site’s content), distributed, and commented upon. Until July, the AfD had posted 1,622 unique URLs which point to 187 separate domains. From these figures, it is clear that the AfD does not simply use Facebook to re-publish the content of its main website. Indeed, there are only 69 links (less than five per cent) to the party’s national website, and 70 links to the websites of 19 local or regional party organisations.

The vast majority (795) of links refer to other content on Facebook. The party also makes extensive use of video clips hosted on youtube.com (79). Amongst the other sites, welt.de (the right-most mainstream broadsheet) and faz.net (a centre-right broadsheet) are particularly prominent with 109 and 60 links, respectively. Other important mainstream sources include the business news sites handelsblatt.com (68) and wiwo.de (29) as well as news magazines focus.de (92, centre-right) and spiegel.de (58, centre-left). Finally, there is a host of links to various blogs and other websites.

In summary, the AfD use their Facebook page to direct attention to news articles that support the party’s positions, to “spin” stories on issues that will chime with their supporters, and occasionally to poke fun at their political adversaries. But what exactly are they talking about in the text that accompanies links, videos, and images? Amongst the most frequent words in the posts are once more “AfD” (1,182), “Germany” (701), “Euro” (488) “alternative” (466), “EU” (400), and “Lucke” (367). Again, other party leaders are mentioned far less often. Greece (together with Greeks and “Athens”) feature prominently once more with 202 mentions and are far more important than Turkey/Turks (48), Muslims/Islam (20), or Romania (9) and Bulgaria (8).

Apart from that, it is slightly easier to find populist rhetoric on the Facebook page than on the main website. While “elites” (which by any reasonable definition would include many AfD leaders) are hardly ever mentioned, there are ample references to a conflict between “politicians” and “citizens” as well as many calls for protecting “freedom” and “democracy”. But even the most overtly populist post, the party anthem “We don’t give up” is relatively tame: Germans are a “really super people” (“ein wirklich tolles Volk”) who nonetheless “suffer”, Chancellor Merkel is accused of treating “us” like a bunch of “right-less monkeys” while politicians more generally are guilty of writing incomprehensible and self-serving laws. The only solution to this crisis is to vote for the AfD.

Collectively, the AfD’s posts were “shared” (copied to users’ profiles or other pages) more than 500,000 times. They received more than 1.9 million “likes” (on average, more than 1,100 per post) and over 325,000 comments, which amounts to over 200 comments per post.

Bloggers and mainstream journalists have repeatedly suggested that the AfD buys phantom fans and fake likes on Facebook. Comments, however, are much more difficult to simulate than shares and likes, and even a cursory glance at the AfD’s page shows a remarkable level of real political interaction between users.

Somewhat surprisingly, not just “fans” but any Facebook user may comment and even post new content on the AfD’s page. As of July 11 2014, almost 79,000 user-generated posts are accessible on the page. This is roughly equivalent to a corpus of 3.4 million words. Together, the posts have attracted more than 212,000 comments and just over 51,000 shares.

While members and supporters dominate, some critical voices exist amongst those who post on the AfD’s page. At 7,980, the number of original posters is relatively low, and the distribution of posts across users is heavily skewed to the right (18.7). The median number of posts per user is just one. A minority of five per cent has posted 30 times or more, and a tiny group of 25 users (less than 0.5 per cent) is collectively responsible for a quarter of all posts.25 While some of these 25 show off their sympathy for the AfD in their profile pictures and three hold party offices at the local level, none of them plays any significant role within the party or holds public office.

In terms of content, the 79,000 user-generated posts resemble the material posted by the AfD themselves. Again, “AfD” (26,311), “Germany” (12,816), “Euro” (11,152), and EU (9,295) are amongst the most frequent words, while “Bulgaria”, “Romania”, “Turkey”, and Muslims/Islam are of lesser importance. However, quite a few posts strike a tone that is markedly different from the party’s carefully crafted statements. Resentment and nationalism colour many posts. Complaints about ungrateful immigrants, privileged homosexuals, and greedy politicians are frequent. Links to obscure right-wing sites abound.

The AfD have created a space for their supporters where this kind of talk is tolerated. But only up to a point: Racist slurs and even common expletives are very rare. This does not prove, but suggests, continuous interventions by the party. In various comments, the AfD has made it clear that they are actively monitoring the page, and that they delete racist or otherwise illegal content including links to right-wing extremist websites. There is no way of knowing how many items have been posted and subsequently deleted, but the party is treading a narrow line. On the one hand, the AfD does not want to annoy their most vocal supporters on the internet, on the other, Lucke is very wary of allegations of populism and radicalism.

Conclusion

This article set out to answer the question whether the AfD is a right-wing, populist, and eurosceptic party. A careful quantitative and qualitative analysis of the 2014 EP manifesto shows that the AfD is indeed located at the far-right end of Germany’s political spectrum because of their nationalism, their resistance against state support for sexual diversity and gender mainstreaming, and their market liberalism. They do, however, not qualify as “radical”: There is no evidence of nativism or populism in their manifesto, which sets them apart from most of the other new right parties in Europe. Moreover, their euroscepticisim is of the “soft” variety. This assessment is largely confirmed by an analysis of the AfD’s communication on the web, although statements by their facebook fans hint at more radical currents amongst supporters and the party rank-and-file.

Important nuances not withstanding, their current programmatic appeal most closely resembles that of the CSU. But while the CSU is essentially an “ethno-regional” (Falkenhagen 2013) party that does not stand candidates outside Bavaria, the AfD aims at attracting a much bigger and broader national constituency.

Continued electoral support for the AfD would have profound repercussions for the existing German party system, most obviously by undermining the position of the CDU, which so far have fared much better than other Christian Democratic parties in Western Europe (Bale and Krouwel 2013). In the longer run, it would directly or indirectly affect domestic, immigration, and European integration policies. Thus far, Chancellor Merkel has ruled out coalitions with the AfD. If the FDP’s decline proves permanent and the AfD prevails, maintaining this cordon sanitaire will weaken the position of the CDU by forcing it to exclusively enter coalitions with the parties of the Left. At the same time, the AfD’s success is already fuelling internal backlash from conservatives against Merkel’s socially liberal policies.

Irrespective of the AfD’s perspectives for long-term survival, the fact that the party has done so well in five consecutive elections reflects the scope of partisan dealignment in Germany and the increasingly fluid nature of its party system. But does this remarkable mobilisation guarantee a bright future for the AfD? Not necessarily. In absolute terms, the AfD’s support has essentially stagnated, although the timing of the elections was close to optimal: In 2013, the AfD won 2.06 million votes, in the 2014 election it was 2.07 millions. In the eastern state elections, the AfD even suffered a small net loss of some 18,000 votes compared to their state-level results in the European election. Euroscepticism, the party’s current core issue, is still not very salient in Germany. In a survey immediately before the EP election, only 47 per cent of the AfD’s own voters had a wholly negative view of Germany’s membership in the EU. Only 22 per cent rejected both Juncker and Schulz as president of the commission, and 40 per cent said they supported the AfD to register a protest vote, not because of their policies.

Precisely what these policies are might therefore change over the near future. So far, the “moderates” have dominated the party leadership. Lucke has been able to commit the AfD to civic nationalism, financial prudence, and soft euroscepticisim, with Gauland and Adam catering for a more broadly “liberal-conservative” right-wing audience that may feel left behind by Merkel’s move to the centre. In 2014, Lucke’s creation more closely resembles the British Conservatives than UKIP, let alone the French FN or the Austrian Freedom Party.

Yet Lucke’s control over the party seems to be wavering. His plans to replace the joint leadership structure with a more traditional sole-leader role have been rejected by a party conference and have been met with criticism from his colleagues.26 State and district party chapters are still struggling to keep right-wing extremists out. Meanwhile, their new status as MEPs has given other leading figures such as von Storch and Pretzell a platform. They represent less savoury brands of right-wing politics that could ultimately prove more attractive to voters than Lucke’s polite exercises in economic theory. Just how long the party resists that temptation remains to be seen.

Art, David. 2011. Inside the Radical Right. the Development of Anti-Immigrant Parties in Western Europe. Cambridge: Cambridge University Press.

Arzheimer, Kai. 2009. “Contextual Factors and the Extreme Right Vote in Western Europe, 1980–2002.” American Journal of Political Science 53 (2): 259–275. doi:10.1111/j.1540-5907.2009.00369.x.

Bakker, Ryan, Seth Jolly, and Jonathan Polk. 2012. “Complexity in the European Party Space: Exploring Dimensionality with Experts.” European Union Politics 13 (2): 219–245. doi:10.1177/1465116512436995.

Bale, Tim, and André Krouwel. 2013. “Down but Not Out. a Comparison of Germany’s CDU/CSU with Christian Democratic Parties in Austria, Belgium, Italy and the Netherlands.” German Politics 22 (1-2): 16–45. doi:10.1080/09644008.2013.794452.

Bale, Tim, Stijn van Kessel, and Paul Taggart. 2011. “Thrown Around with Abandon? Popular Understandings of Populism as Conveyed by the Print Media. a UK Case Study.” Acta Politica 46 (2): 111–131. doi:10.1057/ap.2011.3.

Benoit, Kenneth, and Michael Laver. 2006. Party Policy in Modern Democracies. London: Routledge.

Bobbio, Norberto. 1997. Left and Right. the Significance of a Political Distinction. Chicago: University of Chicago Press.

Brug, Wouter van der, and Meindert Fennema. 2007. “Causes of Voting for the Radical Right.” International Journal of Public Opinion Research 19: 474–487. 10.1093/ijpor/edm031.

Brug, Wouter van der, and Anthony Mughan. 2007. “Charisma, Leader Effects and Support for Right-Wing Populist Parties.” Party Politics 13 (1): 29–51. doi:10.1177/1354068806071260.

Eichenberg, Richard C., and Russell J. Dalton. 2007. “Post-Maastricht Blues: the Transformation of Citizen Support for European Integration, 1973-2004.” Acta Politica 42 (2-3): 128–152. http://dx.doi.org/10.1057/palgrave.ap.5500182.

Falkenhagen, Frédéric. 2013. “The CSU as an Ethno-Regional Party.” German Politics 22 (4): 396–420. doi:10.1080/09644008.2013.833190.

Grimmer, Justin, and Brandon M. Stewart. 2013. “Text as Data. the Promise and Pitfalls of Automatic Content Analysis Methods for Political Texts.” Political Analysis 21 (3): 267–297. doi:10.1093/pan/mps028.

Häusler, Alexander, and Rainer Roeser. 2014. Rechtspopulismus in Europa Und Die Rechtspopulistische Lücke in Deutschland. Erfurt: MOBIT e.V.

Huber, John, and Ronald Inglehart. 1995. “Expert Interpretations of Party Space and Party Locations in 42 Societies.” Party Politics 1: 73–111.

Ignazi, Piero. 1992. “The Silent Counter-Revolution. Hypotheses on the Emergence of Extreme Right-Wing Parties in Europe.” European Journal of Political Research 22: 3–34.

Jagers, Jan, and Stefaan Walgrave. 2007. “Populism as Political Communication Style: an Empirical Study of Political Parties Discourse in Belgium.” European Journal of Political Research 46: 319–345.

Kitschelt, Herbert. 1995. The Radical Right in Western Europe. a Comparative Analysis. Ann Arbor: The University of Michigan Press.

Knutsen, Oddbjørn. 1997. “The Partisan and the Value-Based Component of Left-Right Self-Placement: a Comparative Study.” International Political Science Review 18 (2): 191–225. doi:10.1177/019251297018002005.

Kropp, Sabine. 2010. “German Parliamentary Party Groups in Europeanised Policymaking: Awakening from the Sleep? Institutions and Heuristics as MPs’ Resources.” German Politics 19 (2): 123–147. doi:10.1080/09644001003774198.

Laver, Michael, Kenneth Benoit, and John Garry. 2003. “Extracting Policy Positions from Political Texts Using Words as Data.” American Political Science Review 97 (02): 311–331. doi:10.1017.S0003055403000698. http://journals.cambridge.org/article_S0003055403000698.

Lees, Charles. 2008. “The Limits of Party-Based Euroscepticism in Germany.” In Opposing Europe? the Comparative Party Politics of Euroscepticism, edited by Aleks Szcerbiak and Paul Taggart, 1:16–37. Oxford: Oxford University Press.

Lo, James, Sven-Oliver Proksch, and Thomas Gschwend. 2014. “A Common Left-Right Scale for Voters and Parties in Europe.” Political Analysis 22 (2): 205–223. doi:10.1093/pan/mpt028.

Lubbers, Marcel, Mérove Gijsberts, and Peer Scheepers. 2002. “Extreme Right-Wing Voting in Western Europe.” European Journal of Political Research 41: 345–378.

Marks, Gary, Liesbet Hooghe, Moira Nelson, and Erica Edwards. 2006. “Party Competition and European Integration in the East and West Different Structure, Same Causality.” Comparative Political Studies 39 (2): 155–175. doi:10.1177/0010414005281932.

Mudde, Cas. 2004. “The Populist Zeitgeist.” Government and Opposition 39 (3): 541–563.

———. 2007. Populist Radical Right Parties in Europe. Cambridge: Cambridge University Press.

———. 2012. “The Comparative Study of Party-Based Euroscepticism. the Sussex Versus the North Carolina School.” East European Politics 28 (2): 193–202.

Raschke, Joachim, and Ralf Tils. 2013. Politische Strategie. Eine Grundlegung. 2nd ed. Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwissenschaften.

Ray, Leonard. 1999. “Measuring Party Orientations Towards European Integration: Results from an Expert Survey.” European Journal of Political Research 36 (2): 283–306. doi:10.1111/1475-6765.00471.

Slapin, Jonathan B., and Sven-Oliver Proksch. 2008. “A Scaling Model for Estimating Time-Series Party Positions from Texts.” American Journal of Political Science 52 (3): 705–722.

Stanley, Ben. 2008. “The Thin Ideology of Populism.” Journal of Political Ideologies 13 (1): 95–110.

Szcerbiak, Aleks, and Paul Taggart, ed. 2008. Comparative and Theoretical Perspectives. Opposing Europe? the Comparative Party Politics of Euroscepticism. Vol. 1. Oxford: Oxford University Press.

Vasilopoulou, Sofia. 2013. “Continuity and Change in the Study of Euroscepticism. Plus Ça Change?” Journal of Common Market Studies 51 (1): 153–168. doi:10.1111/j.1468-5965.2012.02306.x.

Wimmel, Andreas, and Erica E. Edwards. 2011. “The Return of ‘Social Europe’: Ideas and Positions of German Parties Towards the Future of European Integration.” German Politics 20 (2): 293–314. doi:10.1080/09644001003774206.

Zúquete, José Pedro. 2008. “The European Extreme-Right and Islam: New Directions?” Journal of Political Ideologies 13 (3): 321–344. doi:10.1080/13569310802377019.

1E.g. Stuttgarter Zeitung 18/09/2013, page 4; TAZ 02/07/2014, page 5.

2Most parties will of course try to alter this environment to their advantage.

3In a broader sense, the party’s organisational structures and deployment of campaign funds could also go under that rubric, although these obviously depend on recruitment and supply of external resources.

4The ‘Law and Order Party’ (PRO) of the early 2000s initially took a similar approach, but was not interested in euroscepticism and remained confined to the city-state of Hamburg.

5The original manifesto is archived at http://web.archive.org/web/20120923000310/http://www.wa2013.de/index.php?id=208 .

6Merkur Online, http://www.merkur-online.de/aktuelles/politik/alternative-deutschland-afd-zustrom-enorm-ueber-10000-mitglieder-zr-2873622.html (03/07/2014).

7RP Online 01/12/2013, http://www.rp-online.de/politik/deutschland/joerg-burger-ist-neuer-afd-chef-in-nrw-aid-1.3857120 (03/07/2014), Spiegel Online 28/12/2013, http://www.spiegel.de/politik/deutschland/afd-lucke-will-hessischen-landesvorsitzenden-abwaehlen-lassen-a-941072.html (03/07/2014), Zeit Online 14/06/2014, http://www.zeit.de/politik/deutschland/2014-06/afd-thueringen-ruecktritt (03/07/2014).

8Süddeutsche Online 23/03/2014, http://www.sueddeutsche.de/politik/europa-parteitag-afd-lehnt-sanktionen-gegen-russland-ab-1.1919526 (03/07/2014).

9Deutsche Welle Online 29/03/2014, http://www.dw.de/united-against-the-european-union/a-17530053 (03/07/2014).

10Lucke himself, Hans-Olaf Henkel, the former president of the Umbrella Organisation of German Industry (BDI), who favours a minimal state and has likened the EU to the former Soviet Union(Handelsblatt 03/10/2011, http://www.handelsblatt.com/meinung/kolumnen/kurz-und-schmerzhaft/henkel-trocken-use-eudssr/4681178.html (03/07/2014)), Bernd Kölmel, a public servant with the Baden-Württemberg State Court of Auditors, Beatrix von Storch, an insolvency lawyer and fringe Christian-conservative homphobe activist, Joachim Starbatty, a retired professor of economics who has repeatedly (though unsuccessfully) sued the government over the Euro, Ulrike Trebesius, a civil engineer, and the aforementioned Marcus Pretzell, a lawyer and property developer.

11The Graphs show the average of the boot-strapped point estimates. For the parameters that determine word “loadings” on the ideological dimension, these tend to differ somewhat from the maximum likelihood estimates, but for the parameters, the two sets are virtually identical.

12For the sake of readability, words are used here instead of the actual stems.

13However, in the vast majority of the 500 bootstrap samples, the CSU is estimated to be slightly more right-wing than the AfD.

14E.g. Spiegel Online 22/03/2014, http://www.spiegel.de/politik/deutschland/afd-parteitag-in-erfurt-bernd-lucke-attackiert-medien-a-960230.html (07/07/2014).

15Zeit Online 18/03/2013, http://www.zeit.de/2013/17/alternative-fuer-deutschland-ausrichtung (07/07/2014).

16With the tacit blessing of the leadership, a group of backbenchers have voted against the bailout legistlation and subsequently asked the Federal Constitutional Court to nullify these bills. The party’s core political project in the 2013-2017 parliament is a special road charge for cars registered abroad that would probably violate of EU law, and the central plank of their 2014 campaign was the slogan “kick welfare cheats out”, which referred to alleged “benefit tourists” from the eastern EU member states.

17This interpretation was emphasised by the design of the campaign posters, which surrounded the “EU” in “Deutschland” with the 12 European stars (shown in Figure 2).

18http://www.alternativefuer.de/konrad-adam-wie-wird-man-zu-einem-gefaehrlichen-buerger/ .

19More generally, Lucke and his party are the object of very intense scrutiny by their political adversaries and the mainstream media, yet there are very few verifiable public statements by Lucke or other members of the national leadership that could qualify as right-wing populist (see the borderline examples in Häusler and Roeser 2014, 37).

20This number excludes automatically generated overview pages for authors, tags, categories, and year of publication.

21Another relatively prominent male is Starbatty (20), now a MEP. On the other hand, there are only five references to female MEP von Storch , and the second female MEP Trebesius is mentioned just once. The image of the party leadership that the website projects is reflected in the coverage by the German media: For the period from February 1 2013 to July 11 2014, LexisNexis lists 2096 news items mentioning both the AfD and Lucke and 622 items that refer to Henkel and the AfD. Adam, however is mentioned only 232 times, Gauland 231 times and Petry 185 times. von Storch is referenced 169 times, Starbatty 150 times, Trebesius 20 times, Pretzell four times, while there is just one article that mentions Casale.

22All 16 state level chapters as well as various regional and local chapters have set up their own fanpages, but those have much smaller fanbases, ranging from several thousands to less than a hundred.

23This number could be inflated, as the Facebook API returns about 264 posts which do neither contain messages nor links, and which created no reactions. Presumably, these are either drafts or were retracted.

24This number includes URLs and symbols such as the hashtag sign.

25The number could be even smaller, as three of the most prolific posters have very similar surnames: Otto Blank, Andrea Blanc, and Andrea Cnalb.

26FAZ Online 20/10/2014, http://www.faz.net/aktuell/politik/machtkampf-in-der-afd-lucke-und-die-ruecktrittsdrohung-13220047.html (07/11/2014), Spiegel Online 29/11/2014, http://www.spiegel.de/politik/deutschland/afd-bernd-lucke-laut-alexander-gauland-ein-kontrollfreak-a-1003889.html (29/11/2014).

Politische Kultur und Parteiensystem in Hessen

 

1 Einleitung und Überblick

1.1 Grundbegriffe

Unter „Politischer Kultur“ versteht man die Verteilung der Einstellungen der Bürger gegenüber politischen Objekten. Dabei kann es sich einerseits um konkrete Parteien, Politiker, und Programme, andererseits aber auch um eher abstrakte Gegenstände wie etwa Institutionen, politische Ideologien und Werte handeln (Almond und Verba, 1965).

Als „Parteiensystem“ wird die Gesamtheit der politischen Parteien eines Landes sowie deren Beziehungen untereinander bezeichnet (Sartori, 1976). Diese Beziehungen lassen sich durch eine ganze Reihe von Eigenschaften beschreiben. Besonders prominent in der öffentlichen Wahrnehmung sind die Zahl und die relative Größe der Parteien, was sich in Bezeichnungen wie „Zwei-Einhalb-Parteiensystem“ niederschlägt. Daneben sind aber auch die Intensität und Struktur der Polarisierung und die wechselseitige Koalitionsfähigkeit von großer Bedeutung.

Politische Kultur und Parteiensystem haben ihre gemeinsamen Wurzeln in der Struktur der sozialen Konflikte, die ein Land prägen und auch als cleavages (politische Spaltungen) bezeichnet werden. Damit sind nicht etwa tagespolitische Auseinandersetzungen, sondern vielmehr über Jahrzehnte oder länger anhaltende Konflikte zwischen größeren, klar erkennbaren sozialen Gruppen gemeint, denen sich der einzelne nur schwer entziehen kann.

Einem einflußreichen Modell zufolge (Lipset und Rokkan, 1967) lassen sich diese Großkonflikte in vier Grundtypen einteilen und sind tief in der (europäischen) Geschichte verankert. Konflikte über die jeweiligen Rollen von Staat und (katholischer) Kirche sowie zwischen den verschiedenen Konfessionen haben ihre Ursachen in der Reformation und Gegenreformation, wurden aber während des 19. Jahrhunderts im Gefolge der europäischen Revolutionen und der Gründung moderner Nationalstaaten z. B. in Deutschland und Italien noch einmal besonders virulent. Der Konflikt zwischen städtischen und ländlichen Interessen auf der einen und zwischen Arbeiter- und Kapitalinteressen auf der anderen Seite wird primär als Folge der Industriellen Revolution betrachtet, die in Deutschland im ersten Drittel des 19. Jahrhunderts einsetzt. Bis in die frühe Neuzeit zurück reichen teilweise die Wurzeln territorial-kultureller Konflikte zwischen nationalem Zentrum und peripheren Gebieten.

Die Konzepte der politischen Kultur, des Parteiensystems und der politischen Konfliktlinien wurden in den 1960er Jahren für die Ebene der Nationalstaaten entwickelt. In den letzten Jahren wurden diese Überlegungen jedoch mit gutem Erfolg auf die subnationale Ebene der Regionen bzw. Bundesländer übertragen (Haas, Jun und Niedermayer, 2008; Niedermayer, 2009; Schneider, 2013). Diesem Ansatz folgt auch der vorliegende Beitrag. Da die Entstehungsgeschichte, die regionale Gliederung und die sozialen und ökonomischen Unterschiede zwischen den Landesteilen in anderen Kapiteln vertieft dargestellt werden, wird dabei auf diese Randbedingungen nur in knapper Form hingewiesen.

1.2 Ausgangsbedigungen

Anders als die benachbarten „Bindestrich-Länder“ Rheinland-Pfalz, Baden-Württemberg und Nordrhein-Westfalen hat das im September 1945 gegründete Land Hessen (damals „Groß-Hessen“) mit dem „Volksstaat Hessen“ einen direkten Vorgänger. Von diesem unterscheidet es sich im Gebietsstand aber deutlich: Als ein Ergebnis der von den Alliierten vereinbarten Zerschlagung Preußens wies die Militärverwaltung auch die Provinzen Kurhessen und Nassau (bis 1944 Hessen-Nassau), die 1866 von Preußen annektiert worden waren, dem neuen Land zu. Obwohl alle diese Gebiete den Bestandteil „Hessen“ im Namen tragen, waren sie jedoch zuletzt Mitte des 16. Jahrhunderts (partiell) politisch geeinigt gewesen. Zudem wurden der westliche Teil der Provinz Nassau sowie die linksrheinischen Gebiete des Volksstaates (Rheinhessen) als Bestandteil der französischen Besatzungszone von Hessen abgetrennt.

Ähnlich wie die eingangs genannten „Retortenstaaten“ war damit auch Hessen eine Neugründung, relativ wenig mit Spannungen zwischen den Regionen belastet (Schissler, 2008, S. 56), aber auch weitgehend ohne gemeinsame politische Geschichte. Die verschiedenen Landesregierungen bemühten sich deshalb aktiv, durch Einrichtungen wie den „Hessentag“ und den „Hessenpark“ die Entstehung einer eigenen Identität zu fördern (Schissler, 2008, S. 57–59). Teil dieses „Mythos“ (Schissler, 1985) war in den Jahrzehnten der sozialdemokratischen Dominanz auch die Vorstellung vom „roten Hessen“ (Schroeder, 2008a, S. 77), die im dritten Teil dieses Beitrages kritisch beleuchtet wird.


PIC

Abbildung 1: Anteil der Bevölkerung mit Migrationshintergrund


Objektiv unterscheiden sich die hessischen Regionen bis heute stark voneinander. Die Landkreise und kreisfreien Städte im Süden des Landes bilden eine der am dichtesten besiedelten, wohlhabendsten und produktivsten Regionen Deutschlands. Der Anteil der Ausländer und Zuwanderer ist hier groß (Abbildung 1), die Wirtschaftsstruktur ist durch hochwertige Dienstleistungen und moderne Industrien (u. a. Pharma, IT, Telekommunikation) geprägt, das durchschnittliche Bildungsniveau dementsprechend sehr hoch (vgl. Abbildung 2).


PIC

Abbildung 2: Anteil der Bevölkerung mit Hochschulabschluß


Große Teile Mittel- und Nordhessen sind hingegen außerhalb der Städte sehr dünn besiedelt und immer noch stark von Land- und Forstwirtschaft geprägt. Die Landkreise in diesen Regionen haben mit einer Vielzahl struktureller Probleme, darunter nicht zuletzt auch die Überalterung und Abwanderung der Bevölkerung zu kämpfen. Hinzu kommt im Norden des Landes der Niedergang der traditionellen Industrien.

Abbildung 3 zeigt exemplarisch den sogenannten „Altenquotienten“, d. h. den Anteil der über 65 Jahre alten Bürger an der Gesamtbevölkerung in den Kreisen und kreisfreien Städten zum Zeitpunkt der Volkszählung 2011. Deutlich ist hier der Gegensatz zwischen dem „jungen“ Rhein-Main-Gebiet sowie den Universitätsstädten Gießen und Marburg einerseits sowie den nord-östlichen Landesteilen andererseits zu erkennen, wo der landesweite Wert von ca. 20 Prozent deutlich überschritten wird.

In der Vergangenheit sind diese Disparitäten vom Parteiensystem weitgehend aufgefangen worden (siehe Abschnitt 2). Wie in allen Flächenländer stellen der strukturelle und demographische Wandel die Politik und die Bürger des Landes jedoch vor Herausforderungen, deren Dimensionen der Öffentlichkeit noch gar nicht bewußt sind. So wird nach Berechnungen des Statistischen Landesamtes die Gesamtbevölkerung Hessens bis 2030 um etwa vier Prozent von derzeit knapp über 6 Millionen auf etwa 5,8 Millionen sinken (Hessisches Statistisches Landesamt, 2010).


PIC

Abbildung 3: Anteil der Bevölkerung über 65 Jahre in den 26 Kreisen und kreisfreien Städten


Diese Entwicklung betrifft aber hauptsächlich den Norden und die Mitte des Landes (vgl. Abbildung 4), die ohnehin schon dünn besiedelt sind: Für den Vogelsbergkreis, den Werra-Meißner-Kreis, den Schwalm-Eder-Kreis und die Landkreise Hersfeld-Rotenburg, Waldeck-Frankenberg und und Kassel rechnet das Landesamt für die nächsten 17 Jahre mit einem Rückgang der Bevölkerung von minus elf (Kreis Kassel) bis minus 18 (Werra-Meißner-Kreis) Prozent.


PIC

Abbildung 4: Projektion: Entwicklung der Gesamtbevölkerung 2008–2030


Ebenfalls vergleichsweise stark betroffen sind der Landkreis Fulda, die kreisfreie Stadt Kassel, der Westen des Regierungsbezirks Gießen, der Rheingau-Taunus-Kreis sowie der Odenwaldkreis und der Kreis Bergstraße im Süden des Landes. Hier wird mit einem Bevölkerungsrückgang von fünf bis zehn Prozent gerechnet.

Die urbanen Zentren des Rhein-Main-Gebietes (Wiesbaden, Frankfurt, Darmstadt und der Main-Taunus-Kreis) werden hingegen um bis zu fünf Prozent wachsen, während in deren Umland (übrige Krise im Regierungsbezirk Darmstadt sowie Kreis Gießen) mit einer im wesentlichen konstanten oder nur leicht abnehmenden Entwicklung zu rechnen ist.

Noch weitaus dramatischer als die reine Bevölkerungsentwicklung stellt sich die Entwicklung des Altenquotienten dar. Dieser Wert wird nach den aktuellen Berechnungen bis 2030 um etwa ein Drittel auf mehr als 27 Prozent ansteigen.1


PIC

Abbildung 5: Projektion: Altenquotient 2030


Auch hier sind die ländlichen Gebiete besonders betroffen (vgl. Abbildung 5). Während der Quotient in Frankfurt, Wiesbaden oder Darmstadt leicht über dem heutigen Landesdurchschnitt liegen wird, rechnet das Landesamt für den Odenwaldkreis, den Vogelbsbergkreis und die Landkreise im Regierungsbezirk Kassel mit einem Anstieg auf Werte zwischen 30 und 33 Prozent.

Vor diesem Hintergrund wird die Politik in den nächsten Jahren mit einer zusehends prekäreren Verteilungsfrage beschäftigen müssen: In welchem Umfang ist die Bevölkerung des prosperierenden Südens bereit, das bisherige Niveau der Infrastruktur von Straßen, Schulen, Kindergärten und medizinischen Einrichtungen in Mittel- und Nordhessen zu finanzieren?

Struktureller und demographischer Wandel in Hessen werden in absehbarer Zeit zu einer Revitalisierung der Konflikte zwischen (ökonomischem) Zentrum und Peripherie bzw. zwischen urbanen und ländlichen Interessen führen (vgl. Abschnitt 1.1). Welche Lösungen Hessen für diese Probleme findet, wird auch davon abhängen, wie ausgeprägt die „gesamthessische“ Identität tatsächlich ist.

2 Die Entwicklung des hessischen Parteiensystems

In der Literatur wird die Entwicklung des hessischen Parteiensystems üblicherweise in verschiedene Phasen eingeteilt (Strünck, 2008, S. 249-258, Schroeder, 2008b, S. 16-18). Über deren genaue Zahl und Benennung besteht Dissens.

Dennoch orientieren sich alle Einteilungen an einer Reihe von Schlüsselereignissen: Der Landtagswahl von 1970, die das Ende der SPD-Dominanz einläutete und für den Beginn einer Polarisierung zwischen SPD und Union steht, den Wahlen von 1982 und 1983, die zur Regierungsbeteiligung der Grünen und damit zur Konfrontation zwischen bürgerlichen und linken Parteien führten, sowie schließlich die stark von einer Gegenreaktion gegen die im Vorjahr gewählte rot-grüne Bundesregierung getriebene Landtagswahl 1999, die die bis heute anhaltende Regierungszeit der CDU einläutete und nach dem eher liberalen Walter Wallmann (1987-91) mit Roland Koch einen auch bundespolitisch relevanten Vertreter dezidiert konservativer Positionen ins Amt des Ministerpräsidenten brachte.


PIC

Abbildung 6: Anteil der Katholiken an der Gesamtbevölkerung


Am Anfang dieser Entwicklung steht eine wegweisende Entscheidung der Besatzungsmächte. Trotz der traumatischen Erfahrungen mit dem Scheitern der Weimarer Demokratie drängten die Alliierten (und ganz besonders die Amerikaner) auf eine rasche Wiederherstellung des politischen Parteien in Deutschland. Dementsprechend wurde in Hessen sehr früh, nämlich bereits im Spätherbst 1945, eine Reihe von Parteien zugelassen.

Dabei handelte es sich neben der SPD und der KPD, die an ihre Weimarer Tradition anknüpften, um die CDU als interkonfessionelle Nachfolgerin der katholischen Zentrumspartei sowie um die LDP, in der sich die linke wie die rechte Strömung des deutschen Liberalismus zusammenfanden. Weitere Parteien konnten erst mit dem Ende der Lizenzpflicht aktiv werden.

Zu den wichtigsten dieser weiteren Parteien zählte auch in Hessen der 1950 in Schleswig-Holstein gegründete „Block der Heimatvertriebenen und Entrechteten“ (seit November 1952 Gesamtdeutscher Block/BHE) als Vertretung der mehr als 700.000 Vertriebenen, die in Hessen Aufnahme gefunden hatten. Ähnlich wie in anderen Bundesländern kam es auch in Hessen unter den Flüchtlingen zu harten politischen Auseinandersetzungen zwischen nationalistischen Kräften einerseits und Vertretern einer sozialintegrativen Interessenpolitik andererseits. Obwohl letztere sich schließlich durchsetzen konnten (Stöss, 1983a, S. 1434), war der Anteil ehemaliger Nationalsozialisten in der Partei hoch, und es bestanden Kontakte ins rechtsextremistische Lager (Stöss, 1983a, S. 1441-1442). Eine offene Zusammenarbeit mit rechtsextremistischen Gruppen wurde aber auch und gerade in Hessen abgelehnt (Stöss, 1983a, S. 1443).

Bei der Landtagswahl 1950 kandidierten Mitglieder des BHE auf den Listen der FDP (Schiller, 2008, S. 143) und trugen so zu dem aus heutiger Sicht spektakulären Ergebnis von 31,8 Prozent der gültigen Stimmen bei. 1954 und 1958 konnte der BHE mit jeweils mehr als sieben Prozent der Stimmen noch recht gute Ergebnisse erzielen und trat in Koalitionsregierungen mit der SPD ein, obwohl die BHE-Politiker insgesamt der CDU nahestanden (und später häufig zu ihr übertraten, siehe Stöss, 1983a, S. 1447).2

Ende der 1950er Jahre wurde der BHE zum Opfer seiner eigenen erfolgreichen Interessenpolitik: Die Partei wurde nicht mehr benötigt. Auf der Bundesebene hatte der Niedergang bereits 1955 mit dem Wechsel der BHE-Minister zur CDU begonnen; in den Ländern war er auch durch den 1961 erfolgten Zusammenschluß mit der Deutschen Partei zur „Gesamtdeutschen Partei“ (GDP, Stöss, 1983b) nicht aufzuhalten.

Deren hessischer Landesverband führte den alten Parteinamen weiter, erreichte als GDP/BHE 1962 noch einmal 6,3 Prozent der Wählerstimmen und setzte die Koalition mit der SPD fort, obwohl diese eigentlich keinen Partner benötigt hätte. Mit der Hessenwahl von 1966 verlor die GDP dann ihre letzte Landtagsfraktion; die überwältigende Mehrheit der Mitglieder schloß sich vermutlich der SPD an (Stöss, 1983b, S. 1464).

Zu den Besonderheiten der politischen Geographie Hessen gehört es, daß Katholiken nur in wenigen Teilen des Landes – zu denken ist hier in erster Linie an die Bischofsstädte Fulda und Limburg sowie deren Umgebung – die Mehrheit der Bevölkerung stellen bzw. stellten. Der Süden des Landes ist konfessionell gemischt, die Mitte und der Norden hingegen protestantisch geprägt (vgl. Abbildung 6).

Diese Ausgangssituation erleichterte einerseits die Gründung einer Unionspartei, da es – anders etwas als im benachbarten Rheinland-Pfalz – kaum Regionen gab, in denen Wähler und Parteimitglieder der alten Zentrumspartei nachgetrauert hätten. Andererseits fehlte der CDU das konservativ-katholische Hinterland, das dem Schwesterverband in Rheinland-Pfalz über Jahrzehnte hinweg als sicheres Wählerreservoir diente (Arzheimer, 2000).

Die ländlich-protestantischen Gebiete im Norden waren zu Weimarer Zeiten eine Hochburg des Konservatismus, dann des Nationalsozialismus gewesen. Dieses politische Potential wurde nach Kriegsende vor allem von der neugegründeten LDP (seit 1949 FDP) repräsentiert, die zunächst sehr stark national-liberale Züge trug (Schiller, 2008, S. 142). Bis zur Abspaltung der „Freien Volkspartei“ (1956) gelang es den Liberalen auf dieser Basis Landtagswahlergebnisse im zweistelligen Bereich zu erzielen, während die CDU bis in die 1960er Jahre hinein weitaus schwächere Ergebnisse als im Bundesdurchschnitt hinnehmen mußte. Auch nach 1956 blieb Hessen eines der Kernländer der FDP, der hier bis auf die Wahl von 1982 stets der Sprung über die Fünfprozenthürde glückte.

Dies war sicher auch der Tatsache geschuldet, daß die CDU in den ersten Jahren nach dem Krieg von ihrem christlich-sozialistischen Flügel dominiert wurde (Neumann und Schmidt, 2008, S. 108) und in den Augen der Wähler keine echte Alternative zur SPD darstellte: Die Partei trug die erste, stark von Kollektivrechten geprägte Landesverfassung mit, ging mit der SPD eine Große Koalition ein (1946-50) und stimmte – in Abgrenzung von zum Polarisierungskurs der Bundespartei – auch nach deren Ende noch häufig für Vorlagen der Regierung (Neumann und Schmidt, 2008, S. 109).

Bei der Landtagswahl 1950 erzielte die SPD erstmals eine absolute Mehrheit der Sitze. Das Ende der Großen Koalition bedeutete auch das Ende für den christlichen Sozialismus innerhalb der Hessischen CDU. Die Partei rückte in der Folge deutlich nach rechts, konnte diesen Kurswechsel aber erst nach der Übernahme des Parteivorsitzes durch Alfred Dregger in den späten 1960er in Wählerstimmen umsetzen.3


PIC

Abbildung 7: Wahlergebnisse bei hessischen Landtagswahlen in Prozent der gültigen Stimmen, 1946-2009


Der dominante Akteur im hessischen Parteiensystem war aber bis in die 1970er Jahre hinein die SPD, die ohne Unterbrechung vier Jahrzehnte lang den Ministerpräsidenten stellte (davon zweimal ohne auf einen Koalitionspartner angewiesen zu sein) und so – ähnlich wie die CDU in Rheinland-Pfalz – zur Landespartei im scheinbar ewig „Roten Hessen“ wurde. Die soziale Basis dieser Wahlerfolge bildeten neben den Industriearbeitern in Südhessen und der wachsenden Gruppe der Angestellten und Beamten auch Teile der protestantischen Landbevölkerung des Nordens, die sich zeitweise von den bürgerlichen Parteien abwandten (Strünck, 2008, S. 254). Erst in den 1990er Jahren wendete sich das Blatt: Seit 1995 konnte die Union stets einen höheren Landesstimmenteil als die SPD erzielen (vgl. Abbildung 7).

Eng verbunden mit der Frage nach dem Erfolg der SPD ist der Aufstieg zweier anderer Parteien im linken Lager, für die Hessen eine wichtige Rolle spielte. Ende der 1970er Jahre gründeten sich aus der Umweltbewegung heraus diverse Listenverbindungen und politische Vereinigungen, aus denen schließlich die Partei der Grünen (später Bündnis 90/Die Grünen) hervorgehen sollten. Verschiedene Organisationen und Persönlichkeiten standen dabei zunächst in (schwer überschaubarer) Konkurrenz zueinander. Auch und gerade in Hessen war die Lage unübersichtlich. Dort traten bei der Landtagswahl im Oktober 1978 gleich zwei grüne Listen – die GAZ und die GLH – gegeneinander an, erreichten aber nur 0,9 bzw. 1,1 Prozent der Wählerstimmen.4 Nach anfänglichen Erfolgen in Niedersachen und Hamburg bedeutete dieses Resultat einen schweren Rückschlag für die neu enstehende Partei (Klotzsch und Stöss, 1983, S. 1524) und trug so indirekt dazu bei, die Gründung einer einheitlichen Bundespartei voranzubringen.

Bereits Ende 1979 wurde ein hessischer Landesverband gegründet. Nach guten Ergebnissen bei der Kommunalwahl 1981 konnten die Partei 1982 mit acht Prozent der Wählerstimmen in den Landtag einziehen. Zu einer Koalition mit der SPD kam es aber zunächst nicht, da die Partei sich vor den Wahlen auf eine „Fundamentalopposition“ festgelegt hatte. Im Ergebnis blieb das bisherige Kabinett von Ministerpräsident Börner als Minderheitenregierung im Amt: Die „Hessischen Verhältnisse“ waren geboren.

Auch nach der vorgezogenen Landtagswahl 1983 verweigerten sich Teile der Partei zunächst einer weitergehenden Zusammenarbeit mit der SPD. Dieser in den 1980er Jahren für Landes- wie Bundespartei grundlegende Konflikt zwischen „Fundis“ und „Realos“ über die Beteiligung an (sozialdemokratisch geführten) Regierungen wurde aber schließlich zugunsten des realpolitischen Flügels entschieden. Dessen Frontmann Joseph („Joschka“) Fischer wurde 1985 zum ersten grünen Landesminister ernannt und avancierte zu einer der bundesweit führenden Figuren in der Partei. Seine umstrittene Vereidigung markierte zugleich den Beginn der ersten rot-grünen Koalition auf Landesebene.

In den 1970er Jahren bildeten technische Großprojekte den Fokus für die Entstehung der Umweltbewegung und damit auch der Grünen (Koopmans, 1995). In Südhessen existieren eine ganze Reihe solcher Projekte: der Rhein-Main-Flughafen, das Atomkraftwerk Biblis und die Brennelemente-Fabrik in Hanau. Am Streit um letztere zerbrach 1987 schließlich die stets prekäre erste Koalition zwischen beiden Parteien.

Deren Neuauflage in den 1990er Jahren wurde unter gewandelten Vorzeichen – die SPD hatte mit ihrem Berliner Programm von 1990 ihren Frieden mit den Neuen Sozialen Bewegungen geschlossen, bei den Grünen hatten sich etwa zur gleichen Zeit die Realpolitiker endgültig durchgesetzt – bot zusammen mit ähnlichen Koalitionen wie z. B. der in Niedersachen die Blaupause für die erste rot-grüne Bundesregierung.

Als (noch) problematischer gestaltete sich das Verhältnis zwischen der SPD und der Linkspartei, die aus der Fusion der weitgehend auf Ostdeutschland beschränkten PDS mit der vor allem in Westdeutschland relevanten SPD-Abspaltung WASG entstanden ist (Hough, Koß und Olsen, 2007). Aufgrund von persönlichen und politischen Differenzen hatte die SPD in den westdeutschen Ländern wie im Bund eine Zusammenarbeit mit der Linkspartei ausgeschlossen – auch im Vorfeld der Landtagswahl 2008. Nach der Wahl kam es zu einer Wiederholung der „Hessischen Verhältnisse“: Die bisherige Regierung von Roland Koch blieb trotz des Verlustes der Mehrheit geschäftsführend im Amt, da die Bildung einer von der Linkspartei gestützten rot-grünen Regierung aus politischen Gründen nicht möglich war.

Der bei SPD-Mitglieder und -Wählern umstrittene Versuch Andrea Ypsilantis, neun Monate nach der Wahl doch noch eine von der Linkspartei tolerierte rot-grüne Regierung zu bilden, führte schließlich zur Spaltung der SPD-Landtagsfraktion, zum Rückzug Ypsilantis aus ihren politischen Ämtern und zur Auflösung des Landtags. Bei der vorgezogenen Landtagswahl im Januar 2009 mußte die tief gespaltene SPD das bei weitem schlechteste Ergebnis in der Geschichte des Landesverbandes hinnehmen.

Den beiden anderen linken Parteien hingegen schadete die Auseinandersetzung nicht: Die Grünen konnten ihren Stimmenanteil beinahe verdoppeln, der Linkspartei gelang es zumindest, ihr Ergebnis zu halten.

Die Landtagswahl 2013 wurde gemeinsam mit der Bundestagswahl abgehalten. Im Vorfeld hatte der SPD-Spitzenkandidat Thorsten Schäfer-Gümbel nach dem Debakel von 2009 übernommen hatte, sich von der Linkspartei distanziert, ohne ein Bündnis formal auszuschließen. Ähnlich wie 2009 führten Union und FDP einen Lagerwahlkampf gegen das (vermeintliche?) Schreckgespenst einer rot-rot-grünen Koalition. Der (lange) Wahlabend brachte eine neuerliche Rückkehr der Hessischen Verhältnisse. SPD und Grüne schnitten jeweils etwas besser ab als bei der Bundestagswahl, erreichten aber gemeinsam weniger Stimmen als CDU und FDP. Anders als im Bund gelang der FDP mit 5,0 Prozent der Stimmen denkbar knapp der Einzug ins Parlament. Eine Fortsetzung der schwarz-gelben Koalition war aber trotz leichter Zugewinne der Union damit nicht mehr möglich, da die Linkspartei mit 5,2 Prozent der Stimmen ebenfalls den Sprung über die Fünfprozenthürde schaffte. Damit ist der Landtag in Wiesbaden derzeit eines von nur vier westdeutschen Parlamenten, in denen die Partei vertreten ist.

Die Regierungsbildung gestaltete sich aber unter diesen Umständen schwierig, zumal jede Entwicklung in Wiesbaden als Signal für Berlin interpretiert werden mußte. Ähnlich wie seine Vorgänger Börner (1982) und Koch (2009) blieb Ministerpräsident Bouffier für einen längeren Zeitraum geschäftsführend im Amt, während alle Parteien Gespräche miteinander führten. Für viele Beobachter überraschend einigten sich dann Mitte Dezember Union und Grüne auf die Bildung der ersten schwarz-grünen Regierung in einem Flächenland.5 Ob diese ähnlich wie die Regierung Börner/Fischer in den 1980er Jahren zum Modell für weitere Landesregierungen und den Bund wird, bleibt abzuwarten.


PIC

Abbildung 8: Effektive Zahl der Parteien in Hessen, 1946-2009


Eine Möglichkeit, die Entwicklung eines Parteiensystems kompakt zu beschreiben, ist die „effektive Zahl der Parteien“ (Laakso und Taagepera, 1979). Diese Maßzahl berücksichtigt neben der Anzahl auch die Wahlerfolge der Parteien. Sind alle Parteien gleichermaßen stark, so entspricht der Index der ungewichteten Zahl der Parteien. Stehen sich jedoch wenige stärkere und zahlreiche schwächere Parteien gegenüber, so ist die effektive Zahl der Parteien geringer.

Abbildung 8 zeigt das Ergebnis der Berechnungen für Hessen (berücksichtigt wurden alle Parteien, die wenigstens drei Prozent der Wählerstimmen erzielt haben). Am Absinken der Maßzahl ist deutlich zu erkennen, daß sich durch das Verschwinden von KPD und BHE sowie die Verluste der FDP bis zur Mitte der 1970er Jahre ein bemerkenswerter Konzentrationsprozeß vollzogen hat. Durch das Erstarken der CDU unter Dregger und die zunächst noch relativ hohe Mobilisierungsleistung der SPD bildete sich ein „Zweieinhalb-Parteien-System“ heraus, in dem die FDP zur Regierungsbildung benötigt wurde.

Dieser Zustand war jedoch nicht von Dauer: Seit Ende der 1980er Jahre ist es durch die Zersplitterung des linken Lagers und das Wiedererstarken der FDP zu einer rasanten Auffächerung des Parteiensystems gekommen. 2008 erreichte die effektive Zahl der Parteien einen Wert, der in etwa dem von 1954 entsprach; 2009 wurde der mit Abstand höchste Wert in der Geschichte des Landes erreicht.


PIC

Abbildung 9: Stimmenanteile für linke Parteien bei hessischen Landtagswahlen in Prozent der gültigen Stimmen, 1946-2009


Die großen historischen Erfolge der SPD und der Aufstieg der beiden anderen linken Parteien sollten jedoch nicht darüber hinwegtäuschen, daß es auch zu Zeiten der SPD-Dominanz keine stabile linke Mehrheit im Land gab (vgl. Abbildung 9). Die SPD-geführten Regierungen stützten sich von 1954 bis 1966 auf die Flüchtlingspartei GB/BHE, von 1970 bis 1982 dann auf die FDP. Absolute linke Mehrheiten gab es nur 1946 sowie in den Zeiten von 1962 bis 1970 und dann noch einmal 1982/83.6

In der Regel waren in den in den annähernd sieben Jahrzehnten, die seit der Gründung des Landes vergangen sind, die Mehrheitsverhältnisse knapp. Im letzten Abschnitt dieses Kapitels soll deshalb der Frage nachgegangen werden, wie „rot“ die Hessen tatsächlich sind und waren.

3 Politische Kultur in Hessen

Empirische Untersuchungen zur Politischen Kultur selbst mittelgroßer Bundesländer stehen regelmäßig vor dem Problem, daß in national repräsentativen Umfragen die Zahl der Fälle aus dem betreffenden Land viel zu klein ist, um zu statistisch haltbaren Aussagen zu kommen. Noch problematischer ist naturgemäß die Untersuchung einzelner Regionen innerhalb eines Landes.

Eine Möglichkeit, sich der Frage nach der politischen Kultur Hessens und seiner Landesteile zumindest anzunähern, bietet aber die Kumulation von Wiederholungsbefragungen, die in wiederkehrenden Abständen durchgeführt werden. Hier lassen sich auf Landes- und sogar auf regionaler Ebene brauchbare Fallzahlen erzielen, indem man Umfrageergebnisse zusammenfaßt, die über einen längeren Zeitraum erhobenen wurden.

Eine solche Wiederholungsbefragung ist der im Auftrag der Europäischen Kommission seit den frühen 1970er Jahren erhobene Eurobarometer-Survey, mit dem sich die Frage prüfen läßt, wie „rot“ die Hessen tatsächlich sind, da im Eurobarometer regelmäßig die Frage nach der Selbsteinstufung auf einer politischen Links-Rechts-Skala gestellt wird. Dabei steht der Wert 1 für eine Position am linken, der Wert 10 hingegen für eine Position am rechten Rand des Meinungsspektrums.

Zwischen 1973 und 2002 wurde diese Frage von insgesamt 5.972 Bürgern aus Hessen und 62.240 Bürgern aus den anderen westdeutschen Bundesländern beantwortet. Die letztere Gruppe ordnete sich dabei im Mittel bei einer Position von 5,5, also exakt im Mittelpunkt der Skala ein. Dies gilt in gleicher Weise für die hessischen Befragten, die somit nicht mehr und nicht weniger „rot“ als die Bewohner der anderen alten Länder sind.

Mit Hilfe der Eurobarometer-Daten ist es außerdem möglich, ab dem Jahr 1983 innerhalb Hessens zwischen drei Großregionen, nämlich zwischen den Regierungsbezirken Darmstadt (Südhessen), Gießen (Mittelhessen) und Kassel (Nordhessen) zu unterscheiden, in denen über den sehr langen Untersuchungszeitraum hinweg jeweils 3.627, 1.079 bzw. 1.379 Bürger befragt wurden. Auch hier zeigen sich jedoch keine relevanten Unterschiede. Das „Rote Hessen“ ist mithin tatsächlich ein Mythos.

Dennoch bestehen aber wichtige Einstellungsunterschiede zwischen den Landesteilen, die mit den in Abschnitt 1.2 angesprochenen strukturellen Unterschieden korrelieren. Dies zeigt sich zunächst bei der Rolle der Religion: In den übrigen westdeutschen Ländern betrachteten sich im Untersuchungszeitraum 62 Prozent der Befragten als religiös. In den ländlichen Bezirken Kassel und Gießen liegt dieser Wert mit 63 bzw. 65 Prozent noch etwas höher. Wirklich auffällig aber ist der Wert für den bevölkerungsreichen und in weiten Teilen sehr urbanen Regierungsbezirk Darmstadt mit seinem Zentrum Frankfurt: Hier schätzen sich weniger als die Hälfte, nämlich nur 49 Prozent der Interviewten als religiös ein. Angesichts der historischen Konfliktlagen in Deutschland und in Hessen ist dies ein bedeutsamer Befund. Wenn sich die demographische Entwicklung wie erwartet fortsetzt, wird die religiös-konservative Basis der hessischen CDU im Norden weiterhin abschmelzen. Solche Entwicklungen werden der parteiinternen Debatte um die Ausrichtung der Union auf das Leitbild einer urbanen und partiell säkularisierten Partei weitere Nahrung geben.

Ein ähnliches Nord-Süd-Gefälle besteht bei der Frage nach dem Nationalstolz, die oft als weicher, wenn auch potentiell problematischer für nationalistische Einstellungen herangezogen wird. Im Eurobarometer wird diese Einstellung mit einer Skala von 1 (gar nicht stolz) bis 4 (sehr stolz) abgefragt. Hessen erzielt hier insgesamt einen etwas höheren (2,9) Wert als die anderen westdeutschen Länder (2,7). Diese Differenz geht zum großen Teil auf die Bezirke Kassel und Gießen zurück, die um 0,3 bzw. 0,2 Skalenpunkte über dem westdeutschen Durchschnittswert liegen. Dies korrespondiert mit der historisch starken Stellung der damals noch sehr national-liberalen FDP in dieser Region während der 1950er und 1960er Jahre sowie den späteren Erfolgen einer betont konservativen CDU gerade in diesen Gebieten.

Dementsprechend erweist sich der Norden generell als ausgesprochen konservativ: Zwischen 1983 und 1990 stimmten 60 Prozent der Befragten in den anderen westlichen Bundesländern der Aussage zu, daß die deutsche Gesellschaft durch stetige Reformen modernisiert werden müsse. Im Bezirk Darmstadt waren 57 Prozent der Befragten dieser Meinung, im Bezirk Kassel nur 51 Prozent, im Bezirk Gießen sogar nur 46 Prozent. Diese Zahlen bestätigen die landläufige Auffassung, daß zwischen dem urbanen Süden und dem ländlichen Norden des Bundeslandes erhebliche politisch-kulturelle Unterschiede bestehen.

Vergleichbar stark ausgeprägt sind auch die Unterschiede im politischen Interesse. Zwischen 1983 und 1994 betrachteten sich in den anderen westlichen Bundesländern 54 Prozent der Befragten als politisch interessiert. Die Werte für die Regierungsbezirke Darmstadt und Kassel entsprechen weitgehend diesem Anteilswert, unter den Befragten aus dem Bezirk Gießen hingegen hatten nur 41 Prozent Interesse an Politik.

Spiegelbildlich zu den in Abschnitt 1.2 skizzierten strukturellen Disparitäten entsteht so das Bild einer gespaltenen politischen Kultur: Säkular und (post)modern im reichen Süden, traditionell im sich deindustrialisierenden Norden, parochial in der ländlichen, überalterten Mitte.

Wird Hessen durch eine gemeinsame Identität zusammengehalten, die dabei hilft, die bestehenden Unterschiede zu überbrücken? Eine (partielle) Antwort auf diese Frage gibt die Allgemeine Bevölkerungsumfrage der Sozialwissenschaften (ALLBUS), innerhalb derer die Hessen zweimal – 1991 und 2000 – nach der Verbundenheit mit ihrem Bundesland befragt wurden. Dabei sagten 34 Prozent, daß sie sich Hessen „wenig“ oder „gar nicht“ verbunden fühlten. In den übrigen westlichen Bundesländern lag der Anteil bei 31 Prozent. Dieser Unterschied ist gering und bewegt sich noch im Bereich statistischer Schwankungen.

Rund die Hälfte der Hessen fühlt sich dem Land „ziemlich“, eine Minderheit von 16 Prozent sogar „stark“ verbunden. Auch in dieser Hinsicht unterscheidet sich Hessen nicht von anderen westlichen Bundesländern. Während ein überschaubarer Teil der Bevölkerung eine enge Bindung an das Bundesland aufweist, ist es für ein knappes Drittel politisch-kulturell eher eine Durchgangsstation. Ob diese hessische Teilidentität ausreicht, um die in den nächsten Jahren und Jahrzehnten zu erwartenden Verteilungskämpfe solidarisch beizulegen, bleibt abzuwarten.

4 Fazit

Trotz der gemeinsamen Geschichte der Landesteile, aus denen das moderne Bundesland entstanden ist, ist Hessen ein ausgesprochen vielgestaltiges Land. Politisch geprägt wurde es zum einen durch die jahrzehntelange Dominanz der SPD, zum anderen durch die ebenfalls seit langer Zeit anhaltende Polarisierung zwischen einem rechten und einem linken Lager, die in etwa gleichstark sind. Die Verbindung dieser beiden Elemente bei der Landtagswahl 2013 schien dem Land bereits zum dritten Mal „hessische Verhältnisse“, also ein parlamentarisches Patt bescheren.

Anders als in früheren Jahren kam es diesmal aber zu ausgedehnten politischen Gesprächen zwischen allen politischen Parteien. Dem geschäftsführenden Ministerpräsidenten Bouffier gelang es dabei ähnlich wie schon bei den Verhandlungen über die Schuldenbremse im Jahr 2010 die tiefen Gräben zwischen den Lagern zu überbrücken und in der Tradition früherer hessischer Landesregierungen ein mögliches neues Koalitionsmodell für andere Länder und den Bund zu entwickeln. Wie stabil die Koalition von Grünen und CDU allerdings sein wird, läßt sich derzeit naturgemäß noch nicht abschätzen.

Was die politische Kultur angeht, so unterscheidet sich Hessen dennoch kaum von den anderen westdeutschen Flächenstaaten. Ähnlich wie etwa im benachbarten Niedersachsen gibt es deutlich erkennbare politisch-kulturelle Unterschiede zwischen der konservativer Landbevölkerung und den Bewohnern der jeweiligen Metropolregion.

Die strukturellen Unterschiede zwischen den Landesteilen werden sich in absehbarer Zeit durch den demographische Wandel weiter verstärken. Gleichzeitig gibt es kaum Hinweise auf eine starke hessische Identität, die diese Disparitäten überbrücken könnte. Die hessische Landespolitik steht somit in den nächsten Jahren und Jahrzehnten vor großen Herausforderungen.

Literatur

Almond, Gabriel A. und Sidney Verba (1965). The Civic Culture. Political Attitudes and Democracy in Five Nations. Boston: Little, Brown und Company.
Arzheimer, Kai (2000). „50 Jahre Wahlen in Rheinland-Pfalz“. In: Politische Kultur in Rheinland-Pfalz. Hrsg. von Ulrich Sarcinelli u. a. Mainz und München: von Hase & Koehler, S. 229–254.
Haas, Melanie, Uwe Jun und Oskar Niedermayer (2008). „Die Parteien und Parteiensysteme der Bundesländer. Eine Einführung“. In: Parteien und Parteiensysteme in den deutschen Ländern. Hrsg. von Melanie Haas, Uwe Jun und Oskar Niedermayer. VS Verlag für Sozialwissenschaften, S. 9–38.
Hessisches Statistisches Landesamt, Hrsg. (2010). Bevölkerung in Hessen 2060 Ergebnisse der regionalisierten Bevölkerungsvorausberechnung bis 2030 auf der Basis 31.12.2008. Bd. A I 8. Statistische Berichte. Wiesbaden.
Hough, Dan, Michael Koß und Jonathan Olsen (2007). The Left Party in Contemporary German Politics. Houndmills: Palgrave Macmillan.
Klotzsch, Lilian und Richard Stöss (1983). „Die Grünen“. In: Parteien-Handbuch. Die Parteien der Bundesrepublik Deutschland, 1945-1980. Hrsg. von Richard Stöss. Opladen: Westdeutscher Verlag, S. 1509–1598.
Koopmans, Ruud (1995). Democracy from Below. New Social Movements and the Political System in West Germany. Boulder, San Francisco, Oxford: Westview.
Laakso, Markku und Rein Taagepera (1979). „‘Effective’ Number of Parties. A Measure with Application to West Europe“. In: Comparative Political Studies 12.1, S. 3–27.
Lipset, Seymour Martin und Stein Rokkan, Hrsg. (1967). Party Systems and Voter Alignments: Cross-National Perspectives. New York, London: Collier-Macmillan.
Neumann, Arijana und Josef Schmidt (2008). „Die Hessen-CDU: Kampfverband und Regierungspartei“. In: Parteien und Parteiensystem in Hessen. Vom Vier- zum Fünfparteiensystem? Hrsg. von Wolfgang Schroeder. Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwisssenschaften, S. 107–141. doi: 10.1007/ 978-3-531-90984-4_5.
Niedermayer, Oskar (2009). „Regionalisierung des Wahlverhaltens und des Parteiensystems seit 1949“. In: Wahlen und Wähler. Hrsg. von Oscar W. Gabriel, Bernhard Weßels und Jürgen W. Falter. VS Verlag für Sozialwissenschaften, S. 399–420.
Sartori, Giovanni (1976). Parties and Party Systems. A Framework for Analysis. Cambridge: Cambridge University Press.
Schiller, Theo (2008). „Die FDP Hessen im bürgerlichen Koalitionslager“. In: Parteien und Parteiensystem in Hessen. Vom Vier- zum Fünfparteiensystem? Hrsg. von Wolfgang Schroeder. Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwisssenschaften, S. 142–160. doi: 10.1007/978-3-531-90984-4_6.
Schissler, Jakob (1985). „Der Mythos „Hessen vorn“. Eine moderne Wirtschaftsgesellschaft mit eigenem Staatsziel und Symbolen“. In: Regionale Politische Kultur. Hrsg. von Hans-Georg Wehling. Kohlhammer, S. 116–129.
— (2008). „Politische Kultur in Hessen im Wandel“. In: Parteien und Parteiensystem in Hessen. Vom Vier- zum Fünfparteiensystem? Hrsg. von Wolfgang Schroeder. Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwisssenschaften, S. 56–73. doi: 10.1007/978-3-531-90984-4_3.
Schneider, Christoph (2013). Regionale Unterschiede der politischen Kultur in Deutschland und Europa. Frankfurt: Peter Lang.
Schroeder, Wolfgang (2008a). „Die hessische SPD zwischen Regierung und Opposition“. In: Parteien und Parteiensystem in Hessen. Vom Vier- zum Fünfparteiensystem? Hrsg. von Wolfgang Schroeder. Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwisssenschaften, S. 77–106. doi: 10.1007/978-3-531-90984-4_4.
— Hrsg. (2008b). Parteien und Parteiensystem in Hessen. Vom Vier- zum Fünfparteiensystem? Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwisssenschaften. doi: 10.1007/978-3-531-90984-4.
Strünck, Christoph (2008). „Das Parteiensystem Hessens“. In: Parteien und Parteiensysteme in den deutschen Ländern. Hrsg. von Uwe Jun, Melanie Haas und Oskar Niedermayer. Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwissenschaften, S. 247–264. doi: 10.1007/978-3-531-90912-7.
Stöss, Richard (1983a). „Der Gesamtdeutsche Block/BHE“. In: Parteien-Handbuch. Die Parteien der Bundesrepublik Deutschland, 1945-1980. Hrsg. von Richard Stöss. Opladen: Westdeutscher Verlag, S. 1424–1459.
— (1983b). „Die Gesamtdeutsche Partei (GDP bzw. GPD)“. In: Parteien-Handbuch. Die Parteien der Bundesrepublik Deutschland 1945-1980. Band 2. Hrsg. von Richard Stöss. Opladen: Westdeutscher Verlag, S. 1460–1477.

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

 

1 Einleitung, Fragestellung, Daten

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

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

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

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

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

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

2.1 Globale Ost-West-Differenzen

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

 


PICKarte 1: Lokale Abweichungen vom regionalen Ergebnis 2009


 


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


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

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

 


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


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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

3.2 Position der Linkspartei/PDS im Parteienspektrum

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

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

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

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


PIC

Abbildung 1: Wahrnehmung der Linkspartei auf zwei Policy-Dimensionen


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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

4.1 Die Wahrnehmung der Parteien in Ost und West

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

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

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

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

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

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


 

PIC PIC

Abbildung 2: Wahrnehmung des Parteiensystems in West- und Ostdeutschland


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

4.2 Wahlteilnahme und die Rolle von Parteiidentifikationen

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

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

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

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

 


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

Tabelle 2: Verteilung der Parteiidentifikationen in West- und Ostdeutschland


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

 


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

Tabelle 3: Stärke der Parteiidentifikationen in West- und Ostdeutschland


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

 


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

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


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

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

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

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

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

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


PIC

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.


PIC

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


PIC

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.


PIC

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).


PIC

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.

Literatur

Allison, Paul D. (2002). Missing Data. Thousand Oaks, London, New Delhi: Sage.
Arzheimer, Kai (2006). „’Dead Men Walking?’ Party Identification in Germany, 1977-2002“. In: Electoral Studies 25, S. 791–807. doi: 10.1016/ j.electstud.2006.01.004.
Arzheimer, Kai und Jürgen W. Falter (1998). „Annäherung durch Wandel? Das Ergebnis der Bundestagswahl 1998 in Ost-West-Perspektive“. In: Aus Politik und Zeitgeschichte 48.B52, S. 33–43.
— (2002). „Ist der Osten wirklich rot? Das Wahlverhalten bei der Bundestagswahl 2002 in Ost-West-Perspektive“. In: Aus Politik und Zeitgeschichte 52.B49-50, S. 27–35.
— (2005). „Goodbye Lenin? Bundes- und Landtagswahlen seit 1990: eine Ost-West-Perspektive“. In: Wahlen und Wähler. Analysen aus Anlaß der Bundestagswahl 2002. Hrsg. von Jürgen W. Falter, Oscar W. Gabriel und Bernhard Weßels. Wiesbaden: Verlag für Sozialwissenschaften, S. 244–283.
— (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.
Arzheimer, Kai und Markus Klein (1997). „Die Wähler der REP und der PDS in West- und Ostdeutschland“. In: Jahrbuch Extremismus und Demokratie. Hrsg. von Uwe Backes und Eckhard Jesse. Bd. 9. Baden-Baden: Nomos, S. 39–63.
Arzheimer, Kai und Harald Schoen (2007). „Mehr als eine Erinnerung an das 19. Jahrhundert? Das sozioökonomische und das religiös-konfessionelle Cleavage und Wahlverhalten 1994-2005“. In: Der gesamtdeutsche Wähler. Stabilität und Wandel des Wählerverhaltens im wiedervereinigten Deutschland. Hrsg. von Hans Rattinger, Oscar W. Gabriel und Jürgen W. Falter. Baden-Baden: Nomos, S. 89–112.
Bartus, Tamás (2005). „Estimation of Marginal Effects Using Margeff“. In: The Stata Journal 5.3, S. 309–329.
Bortfeldt, Heinrich (1992). Von der SED zur PDS. Bouvier.
Campbell, Angus, Gerald Gurin und Warren E. Miller (1954). The Voter Decides. Evanston: Harper und Row.
Campbell, Angus u. a. (1960). The American Voter. New York: John Wiley.
Die Linke (2009). Bundestagswahlprogramm der Partei DIE LINKE. Beschluss des Bundestags-Wahlparteitags 2009 der Partei DIE LINKE 20./21. Juni 2009 in Berlin. url: http://die-linke.de/fileadmin/download/wahlen/pdf/Beschluss_Bundestagswahlprogramm_redTB_revMS_final.pdf.
Fiorina, Morris P. (1981). Retrospective Voting in American National Elections. New Haven, London: Yale University Press.
— (2002). „Parties and Partisanship: A 40-Year Retrospective“. In:
Fuchs, Dieter und Hans-Dieter Klingemann (1989). „The Left-Right Scheme“. In: Continuities in Political Action. A Longitudinal Study of Political Orientations in Three Western Democracies. Hrsg. von Kenneth M. Jennings und Jan van Deth. Berlin: de Gruyter, S. 203–234.
Greene, William H. (2003). Econometric Analysis. Upper Saddle River: Prentice-Hall.
Hough, Dan, Michael Koß und Jonathan Olsen (2007). The Left Party in Contemporary German Politics. Houndmills: Palgrave Macmillan.
Kaspar, Hanna und Jürgen W. Falter (2009). „Angenähert oder ausdifferenziert? Das Wahlverhalten in Ost- und Westdeutschland bei der Bundestagswahl 2005“. In: Wahlen und Wähler. Analysen aus Anlass der Bundestagswahl 2005. Hrsg. von Oscar W. Gabriel, Bernhard Weßels und Jürgen W. Falter. Wiesbaden: VS Verlag, S. 202–227.
King, Gary, Michael Tomz und Jason Wittenberg (2000). „Making the Most of Statistical Analysis. Improving Interpretation and Presentation“. In: American Journal of Political Science 44, S. 341–355.
Krewel, Mona, Rüdiger Schmitt-Beck und Ansgar Wolsing (2011). „Geringe Polarisierung, unklare Mehrheiten und starke Personalisierung: Parteien und Wähler im Wahlkampf“. In: Zwischen Langeweile und Extremen: Die Bundestagswahl 2009. Hrsg. von Hans Rattinger u. a. Baden-Baden: Nomos, S. 33–57.
Kropp, Sabine (2010). „The Ubiquity and Strategic Complexity of Grand Coalition in the German Federal System“. In: German Politics 19.3/4, S. 286–311.
Long, J. Scott und Jeremy Freese (2006). Regression Models for Categorical Dependent Variables Using Stata. 2. Aufl. College Station: Stata Press.
Neller, Katja (2006). DDR-Nostalgie. Dimensionen der Orientierungen der Ostdeutschen gegenüber der ehemaligen DDR, ihre Ursachen und politische Konnotationen. VS.
Neller, Katja und S. Isabell Thaidigsmann (2002). „Das Vertretenheitsgefühl der Ostdeutschen durch die PDS. DDR-Nostalgie und andere Erklärungsfaktoren im Vergleich“. In: Politische Vierteljahresschrift 43, S. 420–444.
Niedermayer, Oskar (2001). „Nach der Vereinigung: Der Trend zum fluiden Fünfparteiensystem“. In: Parteiendemokratie in Deutschland. Hrsg. von Oscar W. Gabriel, Oskar Niedermayer und Richard Stöss. 2. Aufl. Bonn: Bundeszentrale für politische Bildung, S. 107–127.
— (2008). „Das fluiden Fünfparteiensystem nach der Bundestagswahl 2005“. In: Die Parteien nach der Bundestagswahl 2005. Hrsg. von Oskar Niedermayer. Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwissenschaften, S. 9–35.
— (2009a). Parteimitglieder in Deutschland: Version 1/2009. Arbeitshefte aus dem Otto-Stammer-Zentrum 15. Otto-Stammer-Zentrum, FU Berlin. url: http://www.polsoz.fu-berlin.de/polwiss/forschung/systeme/empsoz/schriften/Arbeitshefte/ahosz15.pdf.
— (2009b). „Regionalisierung des Wahlverhaltens und des Parteiensystems seit 1949“. In: Wahlen und Wähler. Hrsg. von Oscar W. Gabriel, Bernhard Weßels und Jürgen W. Falter. VS Verlag für Sozialwissenschaften, S. 399–420.
O’Loughlin, John (2002). „The Electoral Geography of Weimar Germany: Exploratory Spatial Data Analyses (ESDA) of Protestant Support for the Nazi Party“. In: Political Analysis 10.3, S. 217–243. doi: 10.1093/pan/10.3.217. eprint: http://pan.oxfordjournals.org/content/10/3/217.full.pdf+html. url: http://pan.oxfordjournals.org/content/10/3/217.abstract.
Pappi, Franz Urban (1984). „The West German Party System“. In: Party Politics in Contemporary Western Europe. Hrsg. von Stefano Bartolini und Peter Mair. London: Frank Cass, S. 7–26.
Pappi, Franz Urban und Susumu Shikano (2003). „Schröders knapper Sieg bei der Bundestagswahl 2002“. In: Zeitschrift für Politik 50, S. 1–16.
Pedersen, Mogens N. (1983). „Changing Patterns of Electoral Volatility in European Party Systems, 1948-1977: Explorations in Explanation“. In: Western European Party Systems. Continuity and Change. Hrsg. von Hans Daalder und Peter Mair. Beverly Hills, London, New Delhi: Sage, S. 29–66.
Popkin, Samuel L. (1994). The Reasoning Voter. Communication and Persuasion in Presidential Campaigns. 2. Aufl. Chicago, London: University of Chicago Press.
Rudi, Tatjana und Harald Schoen (2005). „Ein Vergleich von Theorien zur Erklärung des Wählerverhaltens“. In: Handbuch Wahlforschung. Hrsg. von Jürgen W. Falter und Harald Schoen. Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwissenschaften, S. 305–323.
Schmitt-Beck, Rüdiger (2011). „Parteibindungen“. In: Zwischen Langeweile und Extremen: Die Bundestagswahl 2009. Hrsg. von Hans Rattinger u. a. Baden-Baden: Nomos, S. 155–164.
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.

Ein Blick von außen. Anmerkungen zu Steinbrink et al. “Netzwerk(analys)e in der deutschen Humangeographie”

 

1 Einleitung: Netzwerkanalyse in der Geographie

Dass die Herausgeber uns die Möglichkeit geben, den Beitrag von Steinbrink et al. zu kommentieren, ist für uns ebenso schmeichelhaft wie überraschend. Der Anlass für diese Einladung liegt darin, dass wir 2009 eine ähnliche Analyse der Publikationsstrukturen in unserer eigenen Disziplin, der Politikwissenschaft, veröffentlicht haben (Arzheimer und Schoen, 2009). Anders als Steinbrink et al. haben wir uns dabei auf die Zitationsnetzwerke in Zeitschriften beschränkt, haben allerdings zusätzlich zur Politischen Vierteljahresschrift (PVS) als Flaggschiff der deutschen Politikwissenschaft deren Schwesterblatt Österreichische Zeitschrift für Politikwissenschaft (ÖZP) sowie die beiden wichtigsten politikwissenschaftlichen Zeitschriften aus Großbritannien (British Journal of Political Science/BJPS und Political Studies/PS) berücksichtigt. Auf Basis dieses Samples, das wesentlich mehr Autoren umfasst als der Datensatz von Steinbrink et al., kommen wir zu dem Schluss, dass die deutsche Politikwissenschaft deutlich stärker fragmentiert ist als die britische Politikwissenschaft oder auch die deutsche Humangeographie.

Ein Grund für den letztgenannten Befund liegt sicher in unserer Konzentration auf eine einzige deutsche Zeitschrift, die ihrem Selbstverständnis nach ein Forum für die ganze Breite des Fachs darstellt. Hinzu kommen weitere Erklärungen, auf die wir im folgenden eingehen wollen.

Als Sozialwissenschaftler sind uns die Fragestellungen der Humangeographie zwar nicht gänzlich fremd, die disziplinären Strukturen aber weitestgehend unbekannt. Insofern sind unsere Einschätzungen im gleichen Maße unbefangen wie naiv, und wir müssen in vielerlei Hinsicht um Nachsicht bitten.

2 “In den Professorenstand erhoben”

Im Gegensatz zu unserer eigenen und einer Reihe von vergleichbaren Analysen konzentrieren sich Steinbrink et al. auf eine wichtige Untergruppe innerhalb ihrer Disziplin, nämlich auf die hauptamtlichen Professoren an deutschen Universitäten. Diese Auswahl begründen sie einerseits mit forschungspraktischen Notwendigkeiten, andererseits mit der Steuerungsfunktion dieser Gruppe für die Disziplin.

Während der forschungspraktische Nutzen einer solchen Eingrenzung offensichtlich ist – anders ließe sich die aus unserer Sicht sehr wichtige Kombination von Publikations- und Konferenzdaten wohl kaum realisieren – glauben wir, dass die personelle Engführung das Bild der Humangeographie in systematischer Weise verzerrt, und zwar sowohl inhaltlich als auch strukturell.

Inhaltlich sind Professoren nicht notwendigerweise große Innovatoren. Auch wenn das Einstein zugeschriebene Diktum, “wer seinen großen Beitrag zur Wissenschaft nicht bis zum 30. Lebensjahr geleistet hat, wird dies nie mehr schaffen” inzwischen als widerlegt gilt (Jones und Weinberg, 2011), sind es doch häufiger die Doktoranden und Postdocs, die radikal neue Ideen formulieren oder zumindest aus anderen Disziplinen importieren. Einen – wie wir finden – eindrücklichen Beleg für die kreative und innovierende Rolle von Doktoranden und Postdoktoranden liefert die Analyse von Steinbrink et al. selbst, mit der offenbar die Netzwerkanalyse in die deutsche Humangeographie Einzug hält. Die Altvorderen hingegen scheinen doch eher dazu zu neigen, ihr Oeuvre zu konsolidieren. Professorale Beiträge bieten deshalb nicht unbedingt ein repräsentatives Spiegelbild der wissenschaftlichen Produktion einer Disziplin. Schon deshalb würden wir die Aussage von Steinbrink et al., dass die “Hochschullehrerinnen und Hochschullehrer formal die Hauptakteure im Wissensnetz” (S. 7) sind, mit einem Fragezeichen versehen oder geradezu als Lehrbuchbeispiel für die Einsicht verstanden wissen wollen, dass formale Rollen nicht notwendigerweise etwas über die tatsächliche Bedeutung von Akteuren aussagen.

Darüber hinaus hat die Konzentration auf die Professoren aber auch Konsequenzen für die (wahrgenommene) Struktur des Wissensnetzwerkes. Gerade weil Professoren in aller Regel dem Wissenschaftsbetrieb schon länger angehören, in der Organisation von Tagungen und anderen Publikationskanälen eine zentrale Rolle spielen, gemeinsam an größeren Projekten arbeiten und sich untereinander häufig kennen, ja häufig schon gemeinsam bei denselben akademischen Lehrern studiert haben, wäre es geradezu erschreckend, wenn dieser Personenkreis sich nicht wechselseitig zitieren und auch gemeinsam publizieren würde.

Damit stellt sich die Frage, ob der Befund der relativ hohen Integration in den Zitations- und Publikationsnetzwerken partiell ein Artefakt darstellt, das sich aus der Beschränkung auf eine Teilgruppe der Autoren erklärt. Ohne Kenntnis der Publikationspraxis in den sechs untersuchten Zeitschriften – vielleicht erscheinen dort tatsächlich primär Beiträge von Professoren – lässt sich dies nicht entscheiden. Für unsere Vermutung spricht aber die weitaus geringere Dichte der Verknüpfungen im “Netz der Geographentage”, wo mehrheitlich Doktoranden und Postdoktoranden referieren. Aus unserer Sicht wäre es lohnend, das gemeinsame Netzwerk von Professoren und anderen Wissenschaftlern in den Blick zu nehmen und dabei zu untersuchen, ob sich die von den Autoren als solche wahrgenommene Standesschranke auch empirisch nachweisen läßt.

3 “In Deutschland weltbekannt?”

Einer der großen Vorzüge der Studie von Steinbrink et al. liegt darin, dass die Autoren die deutsche bzw. deutschsprachige Zeitschriftenliteratur im Bereich der Humangeographie mit ihrer Analyse von sechs Zeitschriften vermutlich relativ vollständig erfassen. Auf diese Weise können sie ein faszinierendes Bild ihrer Subdisziplin zeichnen.

Allerdings bleibt auf diese Weise eine wichtige und zusehends wichtiger werdende Dimension ausgeblendet, nämlich die Frage nach der internationalen Vernetzung von Wissenschaftlern, Zeitschriften und Disziplinen. Unsere eigene Analyse stützt sich auf die Auswertung von zwei deutschsprachigen und zwei britischen Journals. Dabei zeigt sich, dass letztere einen höheren Grad der internen Verflechtung aufweisen als ihre deutschsprachigen Pendants. Dies dürfte sich zum Teil daraus erklären, dass Publikationen in deutscher Sprache im weltweiten Wissensnetz der Politikwissenschaft eine immer geringere Rolle spielen – auch und gerade für Forscherinnen und Forscher, die in Deutschland publizieren, aber sich dabei vornehmlich auf internationale Ergebnisse stützen.

Wir vermuten, dass sich die Situation in der deutschen Humangeographie ganz ähnlich darstellt. Aus unserer Sicht wäre es deshalb interessant zu wissen, in welchem Umfang die von Steinbrink et al. untersuchten Autoren international publizieren, international zitiert werden und selbst Literatur außerhalb des deutschen Netzwerkes zitieren. In dieser Perspektive könnte sich das Bild einer kleinen, in sich geschlossenen Gemeinschaft relativieren oder aber auch verdichten. Darüber hinaus könnte sich die relative Position einzelner Personen in dem Netzwerk verändern. In einer besonders drastischen, zumindest denkmöglichen, wenn auch nicht sehr wahrscheinlichen Ausprägung könnte dies seinen Niederschlag darin finden, dass national zentrale Personen im internationalen Maßstab am Rande stehen, während nationale Außenseiter in die internationale Community vergleichsweise gut eingebunden sind. In jedem Fall verspricht die internationale Einbettung der Befunde zur deutschen Humangeographie wichtige Zusatzinformationen, die Fehlinterpretationen vermeiden helfen.

4 Netzwerkanalyse – wozu?

Die Netzwerkanalyse als Methode erfreut sich in den letzten Jahren in den verschiedensten Disziplinen wachsender Beliebtheit. Eine Suche auf GoogleScholar ergibt für die Publikationsjahre 2009 und 2010 jeweils über 9100 Treffer. Für das Jahr 2008 sind es nur 6550, für 2011 werden trotz des typischen Nachlaufs von Literaturdatenbanken bereits jetzt über 10.550 Treffer verzeichnet. Die Gründe dafür liegen auf der Hand: günstige, leistungsfähige Software, Zugang zu Netzwerkdatensätzen und das wachsende Bewusstsein für die lange Zeit dem Vergessen anheimgefallene Einsicht, wie häufig Netzwerkphänomene in allen sozialen Bereichen sind – nicht zuletzt in den Wissenschaften, in denen sie beispielsweise zur wellenartigen Ausbreitung neuer Ideen und Methoden beitragen können. Hinzu kommt, dass Menschen ein geradezu naturwüchsiges Interesse an sozialen Netzwerken zu haben scheinen und insbesondere graphische Darstellungen, die soziale Beziehungen illustrieren, intuitiv eingängig sind, suggestiv wirken und daher eine große Anziehungskraft ausüben.

Trotzdem stellt sich die Frage nach dem Erkenntnisgewinn, der durch Netzwerkanalysen tatsächlich zu erzielen ist. Aus Arbeiten wie der von Steinbrink et al. oder unserem eigenen Beitrag, lernen wir zunächst, wer mit wem vernetzt ist, und wer die Stars in einem Wissensnetzwerk sind. Dies befriedigt zwar unsere Neugier (und mag in einigen Fällen unsere lebensweltlich begründeten Einschätzungen bestätigen), tut aber per se noch nichts zur Sache.

Interessanter ist die vergleichende Perspektive, d.h. etwa die Frage, ob das Wissensnetzwerk in der deutschen Humangeographie stärker zentralisiert oder fragmentiert als in den Nachbardisziplinen oder -ländern. Selbst vor einer solchen Vergleichsfolie stellen sich dann aber Folgefragen nach einer möglichen optimalen Struktur eines Wissenschaftsnetzwerkes. Spiegelt die Zentralität einer kleinen Gruppe von Akteuren deren anerkannte und verdiente Spitzenposition wider, oder ist sie vielmehr Ausdruck einer dysfunktionalen Kartellbildung? Sollte die Existenz von Subnetzwerken als „Balkanisierung“ beklagt oder im Sinne einer problemadäquaten Ausdifferenzierung begrüßt werden? Solche und ähnliche Fragen sind letztlich nur subjektiv und vor dem Hintergrund einer intimen Kenntnis der jeweiligen Fachdisziplin zu beantworten.

Der Vergleich sollte sich auch auf die zeitliche Dimension erstrecken. Eine solchermaßen verbreiterte Datenbasis würde es Forscherinnen und Forschern erleichtern, der allzu menschlichen Versuchung zu widerstehen, eine Momentaufnahme als zeitlos gültigen Befund fehlzuinterpretieren. Doch nicht nur das. Der zeitliche Vergleich könnte helfen, eine Reihe reizvoller substantieller Fragen zu klären. Werden die Muster inner- und interdisziplinärer Vernetzung über die Jahrzehnte erfolgreich reproduziert und damit von Forschergeneration zu Forschergeneration weitergegeben, oder lassen sich systematische Verschiebungen erkennen? Unterliegt die interdisziplinäre Vernetzung einem systematischen Wandel, lassen sich dabei bestimmte Individuen als Vorreiter identifizieren? Reagieren die Vertreter einer Disziplin auf strukturelle Veränderungen in der Umwelt, etwa den Bedeutungsgewinn der internationalen Wissenschaftsarena oder aber Änderungen rechtlicher Regeln, mit Anpassungen, in welcher Richtung und in welcher Geschwindigkeit, oder erweisen sich die überkommenen Muster wissenschaftlicher Interaktion als robust gegenüber solchen Veränderungen von Randbedingungen?

Die von Steinbrink et al. unternommene Vergleich von Vortrags- und Publikationsnetzwerken scheint uns hier ein Schritt in die richtige Richtung zu sein, der deutlich über unsere eigene Arbeit hinausgeht. In einer idealen Welt sollten darüber hinaus weitere Affiliationsnetzwerke (gemeinsame Doktorväter und -mütter, gemeinsame Studien- und frühere Arbeitsorte) sowie die Zusammensetzung von Berufungs-, Findungs- und Begutachtungskommissionen einbezogen werden. In einem solchen Wunschszenario würde zudem der Untersuchungszeitraum erheblich ausgedehnt, um individuelle und kollektive, lebenszyklische, generationale und periodenspezifische Dynamiken – etwa die Diffusion der Idee, in der Humangeographie Netzwerkanalysen einzusetzen, und die Kreativität ihrer Urheber im akademischen Lebenszyklus – studieren zu können. Ein solches Unternehmen stößt zwar an forschungspraktische und -ethische Grenzen, verspricht dank dem Vergleich von Netzwerken und der intertemporalen Perspektive aber nochmals ein erhebliches zusätzliches Erkenntnispotential.

Literatur

Arzheimer, Kai und Harald Schoen (2009). “Isoliert oder gut vernetzt? Eine vergleichende Exploration der Publikationspraxis in der PVS”. In: Politische Vierteljahresschrift 50, S. 604–626.

Jones, Benjamin F. und Bruce A. Weinberg (2011). “Age dynamics in scientific creativity”. In: Proceedings of the National Academy of Sciences. DOI: 10.1073/pnas.1102895108.

An Absolute Majority for the SPD as an Unintended Consequence? The Land Election in Rheinland-Pfalz 2006

 
Rhineland-Palatinate Coat of Arms

An Absolute Majority for the SPD as an Unintended Consequence? The Land Election in Rheinland-Pfalz 2006

Kai Arzheimer / Harald Schoen

Introduction

On March 26, the citizens of Rheinland-Pfalz voted for a new parliament. The SPD won a large plurality (45.6 per cent) of the vote, its best result ever, while the CDU came second with only 32.8 per cent, thereby hitting an all time low. Amongst the smaller parties, only the FDP gained representation in parliament while the Greens (4.6 per cent) as well as the new leftist party WASG (2.5 per cent) could not overcome the five percent threshold. For the SPD, the plurality of the votes translated into a (bare) majority of the seats (52.5 per cent), which allowed the SPD to form a government without the aid of another party.

While the result of the election was determined almost exclusively by factors on the Land level, its outcomes on the federal level were considerable. First and foremost, the election ended the string of devastating losses in Land elections for the SPD, which had started in 1999 and had contributed directly and indirectly to the erosion of the government led by Gerhard Schröder. Since the Grand Coalition formed after the federal election of 2005 was controversial with many party members and the party’s already low ratings in the polls kept falling for months, this may have very well prevented a premature end of the Grand Coalition government in Berlin. Moreover, the party‘s impressive victory further enhanced the reputation of Kurt Beck (Ministerpräsident since 1994), who had already played a prominent role in the party on the federal level and became its chairman in April 2006. Finally, the election brought an end to the last SPD/FDP coalition on the Land level. This may be of little practical importance for the balance of power in the Bundesrat for the time being. However, since SPD/Green governments, CDU/FDP governments or (as of lately) Grand Coalitions have been the dominant patterns of coalition formation in Germany for more than two decades, both pundits and politicians had always taken a special interest in this rather unusual constellation since it was living proof that other options were still feasible.

In this paper, we start with a sketch of the general political setup in Rheinland-Pfalz and an overview of the campaign. An analysis of the result follows. We end with a brief conclusion and an assessment of the election’s immediate and future consequences.

The Setting: Politics in a Confessionally Divided Land

Rheinland-Pfalz (Rhineland-Palatinate) is a mid-sized Land in the south west of Germany with a population of just over 4 millions. Its head of Government (Ministerpräsident) is elected by the Land’s parliament (Landtag). The electoral system closely resembles the federal dual-ballot system and is basically proportional. Rheinland-Pfalz was created by a decree of the French military administration in 1946 that merged former parts of Bavaria, Prussia, Hesse-Darmstadt and Hesse-Nassau with some smaller territories. Large parts of Rheinland-Pfalz are still rural, and only five of the Land’s 118 towns and cities have a population of more than 100,000 inhabitants. Industrialization was confined to a few urban areas, and farming still plays a major role in the Land’s economy. The largest city and capital of Rheinland-Pfalz is Mainz with slightly less than 200,000 inhabitants.

The decision to merge these heterogeneous territories resulted in a clear confessional divide: While only about one third of the population belongs to the evangelic church, parts of the north east and of the south are predominantly protestant. On the other hand, the (bare) catholic majority of the population is concentrated in the north. In the rural areas around the diocesan city of Trier, still more than 80 per cent of the population are catholic.

Because the respective conflicts between labour/capital and (catholic) church/state are the two most important amongst the cleavages which shaped the German party system,i this specific structure had an enormous political impact in the past. In the rural north – a stronghold of the catholic Zentrumspartei from the 1870s until 1933ii – the CDU polled up to 75 per cent of the vote from the 1950s through the 1970s. On the other hand, for decades support for the SPD was largely confined to the few industrialized parts of the Land and the protestant areas.iii Given this specific setup, it is hardly surprising that the CDU used to receive more than 40 per cent of the vote on a regular basis.

Rheinland-Pfalz started with an all party coalition, which was soon replaced by a CDU/SPD government. After the land election of 1951, a CDU/FDP coalition was formed that lasted for 20 years. In 1971, the CDU won an absolute majority of the vote for the first time and subsequently ruled without a coalition partner. Moreover, the party was able to repeat that remarkable feat in the elections of 1975, 1979, and 1983. From that time on, Rheinland-Pfalz was considered one of the Christian Democrats’ heartlands, not unlike Bavaria.iv

Somewhat paradoxically, this achievement was caused by a weakening of the denominational cleavage. Ecological regression of electoral and census data on the district level shows that the CDU managed to keep its support amongst Catholics while making inroads into the protestant camp from the late 1960s on. In 1963, slightly less than 10 per cent of the Protestants voted for the Christian Democrats. 20 years later, this rate had almost tripled.v Without this unexpected increase in support for the Christian Democrats, the absolute majorities of the 1970s would not have been possible. While there can be no conclusive evidence in the absence of survey data, it is safe to assume that this unexpected turn of affairs was facilitated by a policy of modernization pursued by Helmut Kohl, who became chairman of the party’s faction in the Landtag in 1963. In 1966 he was elected head of the party on the Land level as well and was designated to become Ministerpräsident in 1969. Kohl vastly reduced the number of (often tiny) boroughs and districts, allocated funds for the development of the Land’s rural areas, and initiated the foundation of two new universities.

Even more important was the reform of primary and secondary schooling.vi Though almost all schools were run by the state, the constitution of Rheinland-Pfalz stipulated that schools should generally accept either catholic or protestant pupils. Moreover, even at schools that accepted Catholics and Protestants, pupils had to be taught exclusively by teachers belonging to their respective denomination. In rural areas where most schools were very small, these provisions resulted in considerable hardships for pupils from the respective minorities, who had to commute long distances, only to be taught in large multi-age classes. The Kohl government responded to this state of affairs with an unprecedented program to build larger new schools in rural areas. Moreover, while the constitutional provisions on schooling had already been somewhat mitigated in 1964 and 1967, the CDU backed a major change to the constitution in 1970 and abandoned denominational separation in state-run schools completely.

In 1976, Kohl became leader of the CDU opposition in the Bundestag and was replaced by Bernhard Vogel. Vogel campaigned successfully 1979 and 1983 but lost the absolute majority in 1987 and had to form a coalition with the FDP. This turn of events resulted in considerable strife within the party. In 1988, a majority of the delegates (which was lead by one of Vogel’s ministers) at a party conference declined Vogel another term as its head, thereby effectively forcing him to resign as Ministerpräsident as well. The resulting cleavage between ‘loyalists’ and ‘rebels’ within the party has proven extremely durable, and no leader of the CDU has managed to gain the party’s unanimous support since these days.

In the election of 1991, the SPD won a plurality of the votes (44.8 per cent) for the first time and formed a coalition government with the FDP, while the CDU polled a (then) humiliating 38.7 per cent. In the election of 1996, the SPD lost about five percentage points of the vote but the CDU’s share stagnated. Though a CDU/FDP coalition would have commanded a bare majority of one seat in the Landtag, the FDP decided to continue the somewhat unusual co-operation with the SPD. Johannes Gerster, the CDU’s shadow Ministerpräsident, became leader of the parliamentary faction in the Landtag but met fierce opposition within the party. In the following year, he was replaced by Christoph Böhr. Four years later, the SPD’s support rebounded to 44.7 per cent of the vote, while the CDU lost another three percentage points. Massive internal strife not withstanding, Böhr managed to keep his offices as head of the party at the Land level, head of the parliamentary group and top candidate for the election of 2006, although he was openly attacked by opponents within his party in the run-up to the campaign.

The Campaign: Waltzing before a Blind (and bored) Audience?

The 2006 campaign set in after the Grand Coalition had been formed in Berlin. The new political constellation at the federal level had repercussions on the campaign at the Land level. To begin with, after the 2005 federal election the approval of the incumbent Land government increased considerably: while during 2004 less than 40 per cent had been satisfied with the incumbents, at the start of 2006 the rate was 60 per cent.vii Obviously, this implied considerably better conditions for being re-elected. Moreover, while in the years before CDU and SPD had fought many campaigns at the Land level about political issues from the federal agenda they downplayed federal issues in the 2006 campaign. As the federal Grand Coalition still enjoyed its honeymoon, both CDU and SPD postponed issues that might turn out to be controversial. As a consequence, the two major parties avoided any direct attacks. Therefore, the 2006 Rheinland-Pfalz election was certainly less of a national ‘barometer election’ than many prior Land elections in Germany.

The SPD fought a typical incumbent’s campaign. To benefit from a feel-good factor, it highlighting its achievements and claimed that Rheinland-Pfalz was a ‘climber Land’ (‘Aufsteigerland’). It attempted to draw the public’s attention to the Land’s economic performance, it’s relatively low rates of unemployment, and the successful conversion of former American military bases. Moreover, it pointed to enhancements in childcare and the setup of full-time schools and promised further improvements for the future. The campaign was intensely personalized. Beck was praised for political achievements and portrayed as a likeable person being in touch with ordinary citizens. Moreover, the SPD attempted to make the Land election a personal plebiscite over Ministerpräsident Beck using the catch-phrase ‘The second-vote is Beck-vote’ (‘Zweitstimme ist Beck-Stimme’). Thereby, the SPD aimed at benefiting from Beck’s popularity.

The FDP fought a two-edged campaign. On the one hand, it campaigned for the continuation of the social-liberal coalition in Rheinland-Pfalz. Only days before the election, the party’s steering committee announced that it would renew its coalition with the SPD even if a FDP/CDU government would be feasible. Such a strong commitment is highly unusual. Like the SPD the FDP highlighted its past achievements though it drew more heavily on economic issues and did not personalize its campaign as strongly. On the other hand, the FDP addressed federal issues by attacking the Grand Coalition. First and foremost, it criticized the Grand Coalition for the decision to increase the VAT by three percentage points and urged the voters to cast a kind of protest vote against the federal government.

The CDU’s strategy clearly differed from the SPD’s campaign. As its candidate was quite unpopular even with those voters who supported the party and somewhat controversial within the CDU, the campaign was not focused on Böhr. Rather, it attempted to benefit somewhat from the popularity of its federal leader, Angela Merkel, who enjoyed her honeymoon as federal chancellor. At the same time, it criticized the incumbents for adorning themselves with borrowed plumes by suggesting that the Land’s low rates of unemployment stemmed from many citizens of Rheinland-Pfalz commuting to neighbouring Lands like Hessen. In the final stage of the campaign, the Christian Democrats changed their strategy by picking out the naturalization of immigrants as a central theme. They called for tightening measures so that immigrants could become Germans only after having attended a course, passed an exam and sworn an oath on the constitution.

The Greens that were in opposition both at the federal and the Land level addressed classical green issues as they focused on consumer protection, strategies against global warming, and renewable energies. As did other parties they dealt with education policy. At the same time, by focusing the campaign on top candidate, Ise Thomas, the Greens aimed more strongly at personalizing politics than they had done in previous campaigns.

Finally, the Wahlalternative Arbeit & Soziale Gerechtigkeit (WASG) (‘Electoral Alternative Labour & Social Justice’) was a newcomer on the Land’s political stage. Union members and former Social Democrats who were dissatisfied with the welfare state reforms initiated by Gerhard Schröder (‘Agenda 2010’) had founded the new party (which is bound to merge with the PDS) in 2005. Its campaign focused heavily on the issue of ‘social justice’, thereby calling for a leftist protest vote.

Wrapping things up, the 2006 Rheinland-Pfalz campaign differed considerably from many prior campaigns at the Land level. The two major parties did not attack each other severely, and if so, they chiefly referred to Land issues. What is more, the major incumbent party fought a personalized campaign focusing on Ministerpräsident Beck. At the same time, presumably due to the lack of fierce controversy fuelled by national issues the campaign turned out to be not very exciting. Overall, the public’s and even the media’s interest in the election was considered unusually low.

The Outcome: An Unexpected Absolute Majority for the SPD in a former Stammland of the CDU

In the 2006 election, turnout and volatility were lower than in any prior Land election in Rheinland-Pfalz. Just 58 per cent of those eligible to vote actually cast a vote. Thus, in 2006 a long-term downward trend of electoral participation continued: While until the end of the 1980s turnout approached at least almost 80 per cent, starting in the 1990s it declined steadily by roughly 20 percentage points, with the eight-points-drop in 2001 being extraordinarily large. At the same time, the Pedersen index of volatilityviii equalled 3.6, indicating that the result of the 2006 election resembled the outcome of its 2001 predecessor quite closely. This finding is the more remarkable as in many other German Länder volatility had tremendously increased from the 1990s onward as compared to the 1970s and 1980s.

Table 1: The outcome of the 2006 and the 2001 Land elections in Rheinland-Pfalz

2006

2001

Turnout

58.2

62.1

SPD

45.6

44.7

CDU

32.8

35.3

FDP

8.0

7.8

Greens

4.6

5.2

WASG

2.5

Others

6.7

6.9

Entries are vote shares of the Landesstimmen.

As pre-election surveys had indicated that a considerable majority of Rheinland-Pfalz citizens approved of the incumbent government and did not think that it was time for a change,ix it comes as no surprise that the vote shares of both incumbent parties rose somewhat compared to the 2001 election. Somewhat paradoxically, the SPD gained in the strongholds of CDU, FDP and the Greens while losing ground in its own strongholds where the WASG made some inroads.x As a consequence, it lost a considerable number of votes in its traditional social base, i.e. among workers and the unemployed, while it gained in other social groupings like the self-employed.xi As a result, the SPD’s success was accompanied by a further wearing off of the traditional social outline of its electorate.

It appears that several factors contributed to the SPD’s success in the 2006 election. To begin with, it was considered the most competent party in policy domains voters considered to be important, with child care, family, and social justice among them. However, compared to the 2001 election the SPD’s lead in policy terms had decreased, and in some domains including labour policy (which many voters consider the most important issue), it had actually vanished.xii By contrast, Kurt Beck was much more popular with the electorate than his challenger Christoph Böhr, and his lead had increased considerably since 2001. If voters were able to vote the Ministerpräsident directly, Beck’s supporters would have outnumbered Böhr’s voters by more than three to one.xiii Moreover, the SPD received more Landesstimmen (or ‘Zweitstimmen’) than Wahlkreisstimmen, though for the SPD and the CDU generally the reverse pattern is found.xiv As the patterns of ticket-splitting indicate, the SPD received a considerable number of second votes from cititzens who voted for the CDU with the Wahlkreisstimme and also did quite well among voters who cast their Wahlkreisstimme for the FDP or the Greens.xv These findings suggest that the slogan ‘Zweitstimme ist Beck-Stimme’ was quite effective in garnering votes.

As with turnout, the CDU’s vote share continued to decrease though politicians and pundits alike thought that it had hit rock bottom in 2001 already. In 2006, the CDU received less than a third of the votes cast while it had garnered at least 45 per cent from 1955 to 1987. Compared to the 2001 election, the CDU’s losses were most pronounced in the party’s traditional strongholds (mainly rural constituencies with high rates of Catholics). Apparently, many of its former voters abstained.xvi Thus, it appears that the CDU’s devastating result stemmed from problems of mobilising the party’s traditional electoral base for the fourth time in a row. Top candidate Böhr presumably contributed considerably to this failure as the public considered him to be detached and therefore preferred incumbent Kurt Beck to him. Moreover, controversies within the CDU that have troubled the party for the last fifteen years may have hampered the party’s mobilisation and appears to have caused the public to disapprove of the party’s performance at the Land level.xvii

Both the Greens and the WASG did not manage to pass the five per cent threshold. In the 2006 election, the Greens did worse than in any Land election since 1987. The main beneficiary of the Greens’ bad performance was the SPD, which received more than half of the votes of those 2001 Green voters, who refused to vote for the Greens again.xviii As it had received 5.6 per cent in Rheinland-Pfalz in the 2005 federal election, the leftist WASG had hoped to enter the Land parliament in 2006. However, the WASG garnered only 2.5 per cent of the Landesstimmen. Its failure to enter the Land parliament was presumably due to the low salience of their core issue – social justice, which is primarily in the domain of the federal government – and the SPD’s success in making the election a plebiscite over the popular incumbent Ministerpräsident.

Although the SPD’s plurality of the votes translated into a majority of the seats, Beck asked the FDP to enter negotiations regarding the future government. However, the FDP declined that offer immediately. On 18 May 2006, Kurt Beck was reelected as Ministerpräsident. Interestingly, he received 54 of 101 votes though the SPD held only 53 seats in the Land parliament, implying a CDU or FDP representative cast his or her vote for Beck. In his government declaration on 22 May 2006, Ministerpräsident Beck announced several policy measures, including salary cuts for recruits in the civil service, financial improvements for all-day schools, and the introduction of tuition fees for university students from outside Rheinland-Pfalz.xix

Table 2: The government of Rheinland-Pfalz after the 2006 Land election

Portfolio

Incumbent

Prime Minister

Kurt Beck (SPD)

Deputy Prime Minister and Minister of Science, Advanced Training, Research and Culture

Prof. Dr. Jürgen Zöllner (SPD)

Minister of Labour, Social Affairs, Family, and Health Care

Malu Dreyer (SPD)

Minister of Education, Women and Youth

Doris Ahnen (SPD)

Minister of Finance

Ingo Deubel (SPD)

Minister of Domestic Affairs and Sports

Karl-Peter Bruch (SPD)

Minister of Justice

Heinz Georg Bamberger (SPD)

Minister of Environment, Forests, and Consumer Protection

Margit Conrad (SPD)

Minister of Economics, Traffic, Agriculture and Viniculture

Hendrik Hering (SPD)

By and large, Ministerpräsident Beck kept his cabinet and changed his government team chiefly in response to the FDP’s withdrawal from the government (Table 2). To begin with, the Minister of Science, Jürgen Zöllner, became Deputy Prime Minister. Hendrik Hering, Land Secretary in the Ministry of Domestic Affairs, became Minster of Economics, while the president of the Higher Regional Court at Koblenz, Heinz Georg Bamberger, became Ministry of Justice. In addition to vacancies that had resulted from the FDP’s withdrawal, Land Secretary of Finance, Ingolf Deubel, became Minister of Finance. Interestingly, only four of the eight ministers are members of the Landtag, though in parliamentary systems regularly parliamentary factions are the primary source for recruiting members of the cabinet.

Conclusion

The 2006 Rheinland-Pfalz election resulted in minor changes of the parties’ vote shares that in turn had considerable political consequences. For the first time since 1983, only three parties entered the Land parliament. Moreover, by increasing its vote share a little bit, the SPD attained a majority of seats in the Land parliament of Rheinland-Pfalz that for a long time had been considered a CDU Land. Somewhat paradoxically, though both incumbent parties had successfully campaigned for the continuation of the social-liberal coalition, the FDP is no longer in government. Thus, it is part of a governing coalition in only three Lands (Baden-Württemberg, Niedersachsen and Nordrhein-Westfalen) and is no longer capable of vetoing constitutional amendments in the Bundesrat. From this angle, the outcome of the Rheinland-Pfalz election implies that the Grand Coalition now has less difficulties in implementing its policies. As regards the CDU, the Land election resulted in another reshuffle of its leadership on the Land level: Christoph Böhr resigned and Christian Baldauf became the leader of both the Land party and the CDU faction in the Land parliament. On the federal level, this new defeat is unlikely to have a large impact within the party. While it may add to the growing feeling that the CDU has to pay a very high price for the chancellorship, it came hardly as a surprise. Moreover, Böhr was neither a strong supporter of Merkel nor one of her opponents. Therefore, the delicate balance of power within the party is hardly shifted by his losses.

Its political repercussions notwithstanding, the outcome of the 2006 election by and large resembled its 2001 predecessor. Principally, it confirmed that Rheinland-Pfalz is no CDU stronghold anymore. As in every Land election since 1991, the Christian Democrats did not manage to become the strongest party. On the other hand, the SPD’s victories in several subsequent elections do not imply that Rheinland-Pfalz has become a Social Democratic heartland. The SPD’s 2006 success did not entirely result from durable factors but from short-term factors that may be unique to this election. To begin with, the Grand Coalition at the federal level appears to have suspended the conflict between SPD and CDU over federal issues, so that the Land campaign lived up to its name clearer than many of its predecessors. Moreover, the CDU’s failure appears to have been caused by intra-party controversies and a top candidate that the public considered as being inadequate. At the same time, the SPD’s outstanding result was related to its popular top candidate.

In 2011, when the next regular Land election will be held, at the federal level a different government will most likely have replaced the Grand Coalition. Thus, federal issues may play a major role in the campaign. Moreover, Böhr’s successor might be more popular with the voters and might even manage to unite the CDU behind himself. Looking at the SPD, it is far from certain that Kurt Beck will run for re-election in 2011, as he might become member of the Bundestag and maybe the federal government. Even if Beck runs for re-election, he could be considerably less appealing than in 2006 as voters could regard him as chairman of the federal SPD being responsible for federal policies they do not like. If federal issues re-entered the Land campaign, some of the non-voters might also be mobilised, which could benefit the smaller parties as well. Moreover, the social structure of the Land still favours the CDU. While the Christian Democrats have not been able to mobilise their traditional constituency for quite a long time, there is no evidence of a durable realignment that would benefit the SPD. Thus, the outcome of 2006 election appears to be a snapshot that does not tell us much about the outcome of future Land elections.

i

 Pappi, Franz Urban (1973), ‘Parteiensystem und Sozialstruktur in der Bundesrepublik’, Politische Vierteljahresschrift 14: 191-213.

ii

 Kai Arzheimer, ‚50 Jahre Wahlen in Rheinland-Pfalz’, in: U. Sarcinelli, J.W. Falter, G. Mielke, B. Benzner (eds), Politische Kultur in Rheinland-Pfalz, (Mainz: v. Hase & Koehler, 2000), p. 243.

iii

 Arzheimer, Kai and Cornelia Weins (1997), ‘Zerfallen die sozialstrukturellen Bindungen an die Union – zum Beispiel in Rheinland-Pfalz?’, Zeitschrift für Parlamentsfragen 28/2: 203-215.

iv

Arzheimer, `50 Jahre Wahlen in Rheinland-Pfalz’, p.236-241.

v

 Arzheimer, `50 Jahre Wahlen in Rheinland-Pfalz’, p. 249.

vi

 Schaaf, Erwin (1996), ‚Schulpolitik, Schule und Hochschule’, in: H.-G. Borck (ed), Beiträge zu 50 Jahre Geschichte des Landes Rheinland-Pfalz, (Koblenz: Landesarchivverwaltung), p. 315-344.

vii

 Cf. Infratest dimap, ‘LänderTREND Rheinland-Pfalz März I.’

viii

 Cf. Mogens N. Pedersen, ‘The Dynamics of European Party Systems: Changing Patterns of Electoral Volatility’, in: European Journal of Political Research 7/1, 1979, pp. 1-26.

ix

 Cf. Infratest dimap, ‘LänderTREND Rheinland-Pfalz März I’ and Infratest dimap, ‘LänderTREND Rheinland-Pfalz März II’.

x

 Cf. Statistisches Landesamt Rheinland-Pfalz, Landtagswahl Rheinland-Pfalz am 26. März 2006, ‘Teil 1: Analyse der Wahlergebnisse in der Wahlnacht’, Bad Ems: Statistisches Landesamt Rheinland-Pfalz, p. 51-57.

xi

 Cf. Viola Neu, Landtagswahlen in Baden-Württemberg, Rheinland-Pfalz und Sachsen-Anhalt am 26. März 2006, Berlin: Konrad-Adenauer-Stiftung, p. 10.

xii

 Cf. Forschungsgruppe Wahlen, ‘Wahl in Rheinland-Pfalz. Eine Analyse der Landtagswahl vom 25. März 2001’, Mannheim, pp. 49-53, Forschungsgruppe Wahlen, ‘Landtagswahlen in Baden-Württemberg, Rheinland-Pfalz und Sachsen-Anhalt’, p. 3, Neu, Landtagwahlen, p. 44. (http://www.forschungsgruppe.de/Ergebnisse/Wahlanalysen/Newsl_LTW06.pdf).

xiii

 Infratest dimap, ‘LänderTREND Rheinland-Pfalz März II’ and Forschungsgruppe Wahlen, ‘Landtagswahlen in Baden-Württemberg, Rheinland-Pfalz und Sachsen-Anhalt’, p. 3. (http://www.forschungsgruppe.de/Ergebnisse/Wahlanalysen/Newsl_LTW06.pdf).

xiv

 This general pattern can be explained at least partially by the incentives provided by the electoral system. To the Landesstimme a system of proportional representation applies while the Wahlkreisstimme is subject to a first-past-the-post system. Therefore, smaller parties have no chance of winning the district mandate, and some supporters of small parties thus refuse to cast a Wahlkreisstimme for their preferred party and rather vote for the preferred coalition partner, i.e. the SPD or the CDU.

xv

 Cf. Statistisches Landesamt Rheinland-Pfalz, Landtagswahl Rheinland-Pfalz am 26. März 2006, Teil 2: Repräsentative Wahlstatistik, Bad Ems: Statistisches Landesamt Rheinland-Pfalz, p. 46.

xvi

 Cf. Neu, pp. 15-17 and Statistisches Landesamt Rheinland-Pfalz, Landtagswahl Rheinland-Pfalz am 26. März 2006, Teil 1: Analyse der Wahlergebnisse in der Wahlnacht, Bad Ems: Statistisches Landesamt Rheinland-Pfalz, pp. 52-53.

xvii

 Cf. Neu, p. 46.

xviii

 Cf. Neu, pp. 15-17.

xix

 Cf. ‘Im Auftrag der Menschen: Gemeinsam den Aufbruch gestalten’. Regierungserklärung von Ministerpräsident Kurt Beck am 30. Mai 2006.

‘Dead Men Walking?’ Party Identification in Germany, 1977-2002

 

1. Introduction

Since 1949, German political parties have apparently operated under very favorable conditions. One of the foremost articles of the Federal Constitution (which was framed almost exclusively by former party politicians who survived the terror of the Nazis) secures them a guaranteed role in the political process and grants them special privileges.1 More important for their day-to-day business is an extensive system of state-funding2 and their de-facto control over access to the electoral arena.3 Last not least, they have gained much more than a foothold in the higher ranks of the civil service, including the public broadcasters that still control a large share of the radio and TV-market. Despite the traditional anti-partisan affect that had troubled the German polity since the 19th century, the Federal Republic clearly evolved into a party state during the 1950s.

While parties as institutions flourished, there is empirical evidence that citizens took a skeptical view of parties and party politicians during the post-war period (see Kepplinger 1998: 23-26 for an overview). But by the 1970s, the new arrangements were widely accepted by the public. Not only had the Christian Democrats4 (CDU/CSU), Social Democrats (SPD) and Liberal Democrats (FDP) – the only parties represented in the federal parliament from 1961-1983, collectively known as ‘Bonner Parteien’ after the former seat of the federal government – gained sizable numbers of new members by then. They also had managed to attract a combined share of 99 per cent of the vote all through the 1970s, with turnout exceeding 90 per cent of those eligible to vote. Given the considerable degree of fragmentation in the Weimar Republic’s and the early Federal Republic’s party system and the fact that Germany’s electoral system is basically proportional, this success is even more impressive. Looking back, the 1970s were obviously a golden age of party government in Germany.

This not withstanding, the late 1970s also gave rise to a new discourse of crisis, not unlike the older discourse on ‘ungovernability’, in which political scientists, politicians, and citizens alike have been involved ever since then. This discourse centers on the notion of ‘Verdrossenheit’ in its numerous varieties, among which ‘Politikverdrossenheit’, ‘Parteienverdrossenheit’, and ‘Politikerverdrossenheit’ (disaffection with politics, parties, and party politicians, henceforth simply Parteienverdrossenheit; see Eilfort 1996 for an attempt to translate this terminology) are the most notorious. More than 180 chapters, refereed articles, and scientific monographs have been published on the subject since 1977, with their numbers still growing (Arzheimer 2002).

Ironically, the unexpected unification of East and West Germany in 1990, which was meant to be the biggest success of the established West German parties, has apparently boosted this disaffection. Not only had the mere existence of the GDR helped to curb political criticism and desire for fundamental change. Moreover, political decisions and statements made in the transformation process fueled public discontent in the years after 1990. Instead of preparing Germany for ‘blood, toil, tears, and sweat’, the government lead by Helmut Kohl had promised that East Germany would turn into ‘flowering landscapes’ within ten years, and that every German citizen would be better off than before unification. As the economic upswing failed to materialize and the unemployment rate in East Germany soared up almost immediately after unification, parties and politicians were framed in public discourses more often than not as cheats that would promise anything to anyone to get elected.5 Therefore, it is not surprising that West Germans’ satisfaction with the performance of the political system, which had been very high for at least 15 years, declined markedly after unification (Fuchs et al. 1995: 338; Fuchs 1999: 141). Economic and political troubles after unification and the widespread disaffection with the way the Kohl-government handled these issues may well have alienated citizens from parties and party government in general. This change in the public’s mood was reflected in a debate on the role of parties within the political system and an unprecedented number of publications on ‘Parteienverdrossenheit’ in the years of 1993/1994 (Arzheimer 2002: 102).6

Although a certain vagueness seems to be a part of the concept’s attractiveness, quantitative analysis of the literature shows that it clearly refers to a loss of long-standing support for and stable attachments to political parties (Arzheimer 2002: 125). Hence, much of what was written on ‘Parteienverdrossenheit’ may be seen as a German contribution to the already very large literature on the alleged decline of parties in general and partisan alignments in particular (see Reiter 1989 for an overview and critique). There is, however, one important difference between proponents of dealignment and scholars of ‘Parteienverdrossenheit’. Dealignment theories assume that partisan ties decline because:

  1. With rising levels of education, partisanship loses its ‘functional value’ for the average person (Dalton 1984).7 Citizens who have a good knowledge of political concepts and facts and are able to process this information do not rely on the framing of politics that parties provide. This is the effect of cognitive mobilization.

  2. Traditional groups (workers, Catholics, church-goers) shrink, while new groups that are not aligned to a particular party (e.g. the ‘new middleclass’) grow in size (Gluchowski and Wilamowitz-Moellendorff 1998). Therefore, fewer and fewer citizens live in a context where social norms structure individual support for parties. This is the effect of changing composition of the society.

  3. Old cleavages decline in salience. The reasons for this are manifold:

    1. the elites within the relevant social groups (e.g. trade union bosses or church leaders) give fewer cues as to which party represents that group in the political arena and/or

    2. the rank-and-file members of these groups are less likely to follow the cues (Dalton et al. 1984), since welfare-state policies have reduced the tensions between social groups, individual (Crouch 1999: 20-26) and value based concerns (Inglehart 1984; Kitschelt 1994; 1995) become more relevant, and special-interest groups and the media assume some of the parties’ functions (Dalton 2000: 29).

    3. For the same reasons, new generations born into those groups are less likely to internalize the groups’ norms and traditional loyalties during their formative years.

Regardless of the precise mechanism, this is the effect of a weakening of traditional social ties.

Of course, this catalogue is not necessarily exhaustive, and complex interactions between these three effects are conceivable, but the general thrust of these arguments suggests a slow and gradual decline of partisan ties because dealignment is by and large a consequence of secular changes and population turnover.

On the other hand, authors who are concerned about ‘Parteienverdrossenheit’ often assume that a rather swift and permanent breakdown of party attachments has already occurred.8 Surprisingly, from the literature on ‘Parteienverdrossenheit’ it remains largely unclear whether there is any empirical evidence for such a fundamental change in the relationship between citizens and parties. Christian Democrats, Social Democrats and Liberal Democrats have survived the onslaught of the Green party that was founded in the early 1980s as well as the attacks by the new parties of the Extreme Right and the post-communist PDS in the years after German unification. Despite a substantial loss in their membership and increased public criticism, they still attracted roughly 85 per cent of the vote in the 2002 Bundestag election – more than 25 years after the first papers on ‘Parteienverdrossenheit’ appeared. Therefore, the (reiterated) reports of their deaths may be slightly exaggerated.

Conversely, their continuing rule does not imply that the supposed change in the citizen-party-relationship has failed to materialize. Some authors (e.g. Kepplinger 1998: 24) argue that the situation in the 1990s resembles the setup of the 1950s in a remarkable way. After all, parties may very well prosper although they are detached from the public (see Katz and Maier 1995 for a radical version of this argument).

The relative electoral success of the established parties does not rule out this possibility. It is entirely plausible that partisanship is declining – either gradually or swiftly – and that citizens simply keep voting for the same old parties for entirely different reasons. The point is, if one wants to know whether partisanship in Germany has actually declined over the years and if so, which pattern this decline has followed, the literature is at best inconclusive, because authors working in this field rarely employ appropriate data. While scholars concerned about ‘Parteienverdrossenheit’ often hypothesize that support for parties has dropped over the course of a couple of months or maybe years, their vast majority relies solely on data from cross-sectional studies. If trend data are employed, these time-series typically encompass six to seven time points at the maximum. Although cross-sections and short time trends may provide interesting snapshots of political reality, they are clearly inadequate for the research question at hand: One can simply not assess long-term change if one has no information regarding the past level and dynamics of the respective variable.

– table 1 about here –

Fortunately, such information exists and is accessible to the scientific community. Since 1977, ‘Forschungsgruppe Wahlen’ (FGW), a company from an academic background, has conducted its monthly ‘Politbarometer’ polls on behalf of the public broadcaster ZDF. This survey includes what has become the standard question (Falter et al. 2000b: 241)9 for tapping party identification (henceforth PID) as conceived by the social-psychological model (Campbell et al. 1960) and is therefore ideally suited for investigating whether and how the relationship between citizens and parties might have changed since the late 1970s when the discussion on ‘Parteienverdrossenheit’ began.

2. Data

The Politbarometer series of surveys started in January 1977, and information on PID has been collected since March 1977. Prior to August 1988, respondents were selected from the population entitled to vote by multi-stage probability sampling and were interviewed face-to-face. From August 1988 on, respondents were interviewed by telephone, with the phone numbers created by RDL. Since 1990, citizens from Berlin and from East Germany were interviewed as well, but the PID question was introduced in East Germany as late as April 1991. Due to deficiencies in the East German telephone system, respondents were interviewed face-to-face until 1994. Since there are vast and persistent differences between the political cultures of East and West Germany (see e.g. the chapters in Falter et al. 2000a), East German respondents were excluded from the analyses in this article.

The Politbarometer poll is usually conducted every four weeks, but until 1998, FGW would regularly skip one of the summer months. Conversely, during the weeks preceding an election FGW normally polls the public’s opinions every fortnight, so that there are 11 to 14 samples per year. For the period from January 1977 up to December 2002, these data were harmonized and partially cumulated by the Central Archive at the University of Cologne.10 After deleting respondents who claimed to be East Germans but were included in the West German data sets, 280,732 citizens from West Germany who had answered the PID question remain.

3. Analysis

Figure 1 shows the percentage of party-identifiers in Germany from 1977 to 2002 as measured by the Politbarometer series of opinion polls. From the literature on ‘Parteienverdrossenheit’, one would expect PID to fall dramatically (say by 20 percentage points or more over a short period) and never to recover. But the time series seemingly fails to exhibit such behavior. While it is readily seen that PID has somewhat declined in West Germany – the share of identifiers is clearly higher in the late 1970s than in the late 1990s – there is no indication of a sharp, sudden and permanent ‘drop’ in this figure.

Figure 1: Party identification in West Germany (1977-2002)

For instance, the largest month-to-month decrease of 9.5 percentage points occurred in August 1981. However, in July 1981 the number of identifiers had risen by 4.2 points and it rose again by 4.6 points in October. If one looks at the whole year of 1981, the net change is a mere -0.004 percentage points. Moreover, the longest spells of consecutive negative changes persisted for only four (November 1995 to February 1996) and five months (July to November 1998) and amounted to a net change of no more than -3.1 and -2.2 points respectively. Rather than being swept away, party identification seems to decline slowly and constantly, random noise and short-time fluctuations of a mostly moderate size which might be due to political events notwithstanding.11 Thus, the Politbarometer series seems to speak against crisis theory.

Of course, instead of jumping to conclusions one would seek to formally model a trend and then test which of the three hypotheses in table 1 is supported by the data. Surprisingly, the Politbarometer polls have been largely ignored by most scholars interested in ‘Parteienverdrossenheit’, and only two amongst the publications surveyed by Arzheimer (2002) have formally analyzed the series. Both Maier (2000) and Falter and Rattinger (first published in 1997; updated in 2001) employ OLS to extract a trend from the aggregated series, i.e. they regress the monthly share of identifiers on time. By comparing the coefficient for the whole series with a coefficient estimated for the post-unification period separately, they conclude that PID is declining slowly but significantly over time, and that this decline has accelerated after 1990 (Falter and Rattinger 2001: 487-490).12 Since this procedure yields an R2 in the range of some 40 percent, they assume that their model adequately captures what is going on.

Given the recent developments of sophisticated methods for studying aggregate partisanship (see e.g. Lebo and Clarke 2000 and the contributions in that issue of Electoral Studies), this approach may look a bit blunt, but more important are several obvious shortcomings and drawbacks:

  1. The sample sizes vary between 805 and 2,971 observations with an average of 988. Analyses of the aggregated series should take the greater reliability of the larger samples into account, e.g. by weighting or by Kalman filtering (Green et al. 1999).

  2. The expected monthly and even yearly change in the share of identifiers is tiny, especially when compared with the rather huge variation that arises from sampling error alone. Consequently, the question whether the regression coefficients are significantly different from zero becomes crucial.13

  3. Time series are usually fraught with serially correlated errors (see note Error: Reference source not found), which will in turn lead to overoptimistic confidence intervals and significance test.

  4. Informally comparing the overall coefficient with a coefficient calculated for a specified period is mere eyeballing.14 An appropriate test for a structural break would specify variables that encode the assumed change.

  5. By aggregating over time, all individual information that could explain why some citizen at some point in time identifies with a party or not is discarded.

Fortunately, these problems can be avoided because there is actually no need to analyze the aggregated time series. Rather, one can make use of the data in their original form, i.e. pool the samples and model the individual probability for registering a PID (or rather the logit of this probability) depending on time and other factors.

Table 2 shows the coefficients for four alternative specifications of such a logit model. Model 1a corresponds to the dealignment hypothesis and can serve as a baseline: In this formulation, the logit of the probability for stating a PID depends simply on a constant (that is the log-odds of the estimated probability for holding a PID in March 1977) and a trend that captures the monthly decline in these log-odds.15 Model 1b is an individual level reformulation of the aggregate model proposed by Falter and Rattinger, which assumes that the probability for stating a PID as well as the velocity of partisan decline have changed after unification. If a structural break has indeed occurred, it will be captured by the dummy variable and the product term that were added to the equation.16 Model 1c is basically identical with 1b but assumes that the break occurred one year later, when the general public became fully aware of the political and economical problems induced by unification, ‘Politik- und Parteienverdrossenheit’ was chosen as ‘word of the year’ by the German language society and – with a delay of one year or so – a huge number of articles on this phenomenon were published. Last not least, Model 1d assumes that a break occurred much earlier, namely in 1982 – a year of intense political conflict (which eventually led to the break-down of the SPD/FDP majority in the Bundestag and the highly controversial formation of the new CDU/CSU/FDP government) that witnessed a first peak (Arzheimer 2002: 102) in the number of publications on ‘Parteienverdrossenheit’.

– table 2 about here –

First and foremost, the results confirm that the number of identifiers is indeed declining since the trend-terms in all four models are negative and significantly different17 from zero. Therefore, the hypothesis of no change can be rejected. Moreover, the negative coefficients for the dummy variables show that the early 1980s as well as the early 1990s witnessed indeed some ‘drop’ in the number of identifiers. Apart from that and contrary to the findings by Maier, Falter and Rattinger, the downward trend was a bit shallower after unification than before since the coefficients for the product terms in models 1b and 1c are positive.

More important, however, is the fact that these structural changes have very little substantive impact. Once the results are converted back from the logit-form to the quantity of interest (that is the probability for holding a PID), all four specifications yield virtual identical18 predictions, which amount to a slow19, almost perfectly linear decline in the share of identifiers, and rather small ‘drops’ of less than 2 percentage points (see figure 2).20 In view of that, Model 1a is probably a reasonable yet parsimonious approximation of what is going on. Moreover, even for the late 1990s, the estimated share of identifiers is still in the range of about two thirds of the adult population.

Figure 2: Predicted share of party identifiers in West Germany (1977-2002)

Taken together, these figures are much more in line with the idea of a gradual and fairly constant dealignment than with the notion of a swift breakdown of the link between citizens and parties that is implied by the discourse of ‘Parteienverdrossenheit’. But which of the three effects discussed in the introduction – cognitive mobilization, change in the composition of society, or weakening of social ties – is most likely to have caused this dealignment?

-table 3 about here-

Cognitive mobilization can be quickly ruled out since the relationship between education and partisanship was statistically insignificant during the late 1970s and became significantly positive towards the end of the period under study (see table 3).21 Given that the average level of educational attainment has risen considerably since the 1970s, the so-called ‘educational revolution’ must have hampered the decline of partisanship. On the other hand, since the correlation between education and PID is very weak even towards the end of the series – for 2002, the estimated difference in the share of partisans between the high (‘Abitur’) and low education group is a mere four percentage points – its net effect is almost negligible.22

Consequently, one must assume that partisanship is in decline because of a change in the composition of society or a weakening of traditional social ties. This becomes even clearer if one looks at which parties the respondents identify (or rather stop to identify) with: The decline affects basically the two major parties – Social Democrats and Christian Democrats – which represent the two most important cleavages in German society, namely class (Pappi 1973) and religion (Pappi 1973; Roberts 2000). Together, these two parties still make up for roughly 90 percent of all party-identifiers. But while the small share of citizens who feel attached to one of the minor parties has been stable or even slightly growing over the 26 years covered by the Politbarometer, it is the decline in the number of citizens who identify with either Christian or Social Democrats that is responsible for the overall change. Therefore, it is highly plausible that partisanship has declined because the traditional social groups have lost some of their political significance.

Since the social groups that have disproportionally supported the major parties are well known – workers on the one hand, Catholics and (since ca. 1970) regular churchgoers in general on the other – these conjectures are readily tested. First, it must be noted that all three groups indeed suffered numerical losses between 1977 and 2002: the share of Catholics fell from 44 to 39 percent, the number of frequent churchgoers23 was reduced from 23 to 16 percent, and the share of workers24 plummeted from 39 to 21 percent.25 This change in the composition of German society alone would have led to a substantial decline in partisanship, provided that Catholics, workers and churchgoers kept their traditional loyalties.

To see whether this is indeed the case, citizens who identify with one of the minor parties were excluded from the analysis so that the dependent variable is 0 for no PID at all and 1 for identification with either Social or Christian Democrats.26 Then, model 1a was augmented with two dummy variables that indicate whether a respondent is a worker or not, and whether he or she is a Catholic. A six-point-scale measuring church attendance ranging from 0 (never) to 5 (every Sunday) was added, too. All three corresponding coefficients should initially have positive signs.

To test whether the strength of the respective effects is stable or fading over time, interaction terms between these three variables and time were formed and inserted into the model as well. If group memberships lose their political significance over the years, these interactions will have negative signs.

Another interaction was included because it seems unlikely that the effects of being a Catholic and being a worker simply sum up to an even higher probability of having a PID. Rather, one would assume that membership in two groups with different political norms leads to cross-pressures that will in turn somewhat reduce the probability of stating a PID.27

For similar reasons, an interaction between being Catholic and church attendance was created. Here, the idea is that being Catholic may or may not be political relevant to persons who have lost contact with the church. Lastly, because the magnitude of both interactions may change as well over the course of years, two three-way-interactions with time were formed.28

The results, which are largely in line with the expectations, are shown in table 4. Their interpretation is somewhat complicated by the presence of interaction terms but becomes straightforward once the usual rules are applied (see e.g. Jaccard 2001). First, the constant represents the predicted log-odds for the reference group of citizens who lack the traditional social ties, because they are not workers, are not Catholic and do never attend church. As can be seen by reversing the logit transformation, even within this group, the predicted probability for identifying with either Social or Christian Democrats was about 72 percent in March 1977. The coefficient for time presented in the first line of the first block is an estimate of the (negative) trend within this group. By multiplying this figure with the number of months between the first and the last survey (310), it is easily shown that the log-odds for this group fall to 0.362 over the period under study, which is equivalent to a predicted share of 59 percent party identifiers.

-table 4 about here-

Second, the coefficient for (non-Catholic) 29 workers which is shown in the second line of the first block indicates that the log-odds for this group were – as one would expect from cleavage theory – somewhat higher than for the reference group in 1977. The negative sign of the interaction between being a worker and time (first coefficient in the third block) tells us that this difference gets significantly smaller every month. It actually becomes significantly negative from about 1991 on.

Being a (non-practicing)30 Catholic did not significantly raise the log-odds of holding a PID compared to the reference group in the late 1970s, as can be seen from the coefficient in the third line of the first block, and again, even this weak effect fades and then reverses over time (see the coefficient in the second line of the third block): From ca. 1984 on, non-practicing Catholics were less likely to identify with a major party than the reference group.

The interaction between being Catholic and being a worker (shown in the first line of the second block) is significantly negative. In line with the considerations on cross-pressures, the effects of being a worker and being Catholic do not sum up but rather seem to cancel each other out, at least for those Catholics who do not attend church. This negative interaction does not significantly vary over time, as can be seen from the coefficient for the first of the three-way interactions in the last block of the model.

The picture changes markedly once church attendance comes into play. Even for marginal churchgoers, the log-odds of identifying with one of the major parties rise substantially (last line of the first block). Besides that, the coefficient for the interaction between Catholicism and church attendance (in the second block) indicates that the effect of Catholicism becomes statistically and substantially significant once a citizen practices his or her faith. Both the main effect of church attendance and interaction with Catholicism are largely stable over the years as can be seen from the non-significant coefficients for the interaction between church attendance and time and the second three-way interaction respectively.

To further facilitate the interpretation, the logits were transformed back to predicted probabilities for a number of groups which are of theoretical interest:

  1. Catholic workers that attend church several times per year and should consequently face substantial cross-pressures

  2. Non-Catholic workers who never attend church and therefore represent the traditional electorate of the SPD

  3. Catholic and

  4. Non-Catholic citizens who are not workers, attend church every Sunday and hence represent the core of the traditional electorate of the Christian Democrats

  5. Catholic and

  6. Non-Catholic citizens who are not workers and attend church several times per year. These are the two largest groups in the sample. Together, they account for nearly one quarter of the sample and are accordingly representative for the ‘average’ West German citizen

  7. The reference group of citizens who are neither Catholic nor working class and does never attend church.

The results are shown in figure 3. The overall picture is quite clear: Partisan loyalties are fading within all social groups. Even among those Catholic non-workers who attend church every Sunday (group 3), the predicted share of party identifiers has fallen from 84 percent in 1977 to 69 percent in 2002. This does, however, not imply that the effect of church attendance itself is waning. Rather, over the whole period under study frequent churchgoers (represented by solid lines) have a higher probability to identify with a major party than occasional churchgoers (dashed lines), who in turn are more likely to be identifiers than those who never attend church (dotted lines). This is the substantial meaning of the stable coefficient for church attendance.31

Figure 3: Predicted share of party identifiers (CDU and SPD combined) in West Germany depending on class, religion, and church attendance (1977-2002)

Catholicism still has an effect, too, but only for those citizens who attend church very often, as can be seen from the gap between groups 3 and 4. This gap amounts to a difference of about five percentage points for the whole period. On the other hand, for those comparatively large groups of citizens who are not workers and attend church only occasionally (i.e. for Christmas, Easter, baptisms, and weddings), it makes almost no difference whether they are Catholic (group 5) or not (group 6). Among group 5, the estimated share of identifiers was roughly four points higher than among group 6 in 1977, but this margin has considerably shrunken over they years. Since the mid-1990s, both groups are almost indistinguishable.

As mentioned above, the effect of being a worker has been reversed during the period under study. Put another way, the fading of partisan loyalties among workers has outpaced the general decline of partisanship by a considerable margin. This is especially evident for those workers who are not Catholic and never attend church (group 2). The predicted share for these citizens fell from 75 percent in 1977 to 55 percent in 2002. Since the early 1990s, they have been less likely to register a PID than even group 7, which moved from 72 to 59 percent as mentioned above. Last not least, the findings for group 1 are quite similar. Potential cross-pressures notwithstanding, the predicted share of partisans in this group was about 80 percent in the late 1970s, the second highest among all groups depicted in figure 3, but fell to less than 57 percent in 2002, which is the second lowest share. This massive decline is almost completely due to the reversed effect of social class.32

Wrapping things up, we can conclude that the relationship between membership in traditional social groups and PID is indeed weakening. This is least obvious in the case of church attendance, since the respective shares of partisans among frequent, occasional and non-churchgoing citizens move down in unison. Things are more complicated in the case of Catholics, because the effect of religion depends on the level of religious practice: While being a Catholic still makes a difference for those who attend church frequently, it hardly affects the likelihood of having a PID among less devout citizens. Lastly, the political effect of class on partisanship which was still present in the late 1970s has not only faded but reversed.

This leaves the question of whether change in the relative size of groups has substantially contributed to the overall decline of partisanship between 1977 and 2002. After all, it might well be the case that the decline in the number of workers, who are now less likely to identify with one of the major parties than the average citizen has canceled out the decline in the number of frequent churchgoers, who still have a disproportionally high share of identifiers among them. In short, this might be precisely what is going on here: In 2002, the predicted share of citizens identifying with one of the two major party, found by averaging over the individual predicted probabilities for holding such a PID, is 60.6 percent.33 If this procedure is repeated after weighing the data so that the groups defined by religion, class, and church attendance have the same relative sizes as in 1977, the predicted share of citizens identifying with either SPD or CDU/CSU is virtually identical, namely 60.0 percent. Essentially, this means that change in the composition of society has virtually no net-effect on the level of partisanship in Germany. The observed decline of partisanship is almost solely due to the weakening of traditional social ties.

4. Conclusion

The task of this paper was to investigate whether and how partisanship in West Germany has declined since the late 1970s. While the various strands of dealignment theory suggest an almost glacial decline in the number of identifiers, many scholars of ‘Parteienverdrossenheit’ uphold that political crises, scandals, and other deficiencies of the established parties led to a rather sudden change in the relation between citizens and parties. Individual-level analyses of the Politbarometer polls which have been conducted since 1977 on a monthly base show that there is no empirical evidence for such a swift breakdown of partisan loyalties. Partisanship has not suddenly evaporated but is – some short-time fluctuations notwithstanding – slowly and constantly declining. This decline, which amounts to an estimated loss of 16 percentage points, is neither a consequence of the cognitive mobilization effect proposed by Dalton nor can it be explained by the shrinking of traditional social groups. Rather, it is caused by a weakening of traditional social ties that is especially pronounced within the remains of Germany’s once-proud working class, which has traditionally supported the Social Democrats.

As discussed in the introduction, the processes that might bring about this weakening are manifold, and it is beyond the scope of this article to explore which of them prevails. However, given the almost perfectly linear pattern that has governed the dealignment process for 26 years (cf the lowess smoother in figure 1) and the fact that most of these explanations assume that the weakening of social ties is in turn caused by other long-term trends, partisanship in West Germany will probably continue to wane over the next years. Theory predicts that the short-term effects of issues and candidates will become more relevant under these circumstances, and there is ample evidence that this is already happening (Dalton and Bürklin: 65-71). Therefore, the secular decline of partisanship should further change the electoral landscape of West Germany and could thereby help to lessen the gap between West Germany and the new Länder in a rather unexpected way: For once, the East, where the level of partisanship is already lower while issue- and candidate-centered voting, vote-switching, and abstention are considerably more frequent, might serve as a model for the West. Electoral politics in Germany may therefore very well become even more diverse and fluid (Dalton and Bürklin 2003: 73) than they already are.

References

Arnim, H. H. von, 1993. Ist die Kritik an den politischen Parteien berechtigt? Aus Politik und Zeitgeschichte 43(B11), 14-23

Arzheimer, K., 2002. Politikverdrossenheit. Bedeutung, Verwendung und empirische Relevanz eines politikwissenschaftlichen Begriffes. Westdeutscher Verlag, Wiesbaden.

Betz, H.-G., 1994. Radical Right-Wing Populism in Western Europe. Macmillan, Houndmills, London.

Campbell, A., Converse, P. E., Miller, W. E. and Stokes, D. E., 1960. The American Voter. John Wiley, New York.

Crouch, C., 1999. Social Change in Western Europe. Oxford University Press, Oxford.

Dalton, R. J. 1984. Cognitive Mobilization and Partisan Dealignment in Advanced Industrial Democracies. Journal of Politics 46, 264-284.

Dalton, R. J. and Bürklin, W. 2003. Wähler als Wandervögel. Dealignment and the German Voter. German Politics and Society 21(66), 57-75.

Dalton, R. J. and Rohrschneider, R., 1990. Wählerwandel und die Abschwächung der Parteineigungen von 1972 bis 1987. In: Kaase, M. and Klingemann, H.-D. (Eds.), Wahlen und Wähler. Analysen aus Anlaß der Bundestagswahl 1987. Westdeutscher Verlag, Opladen, pp. 297-324.

Dalton, R. J., 2000. The Decline of Party Identifications. In: Dalton, R. J. and Wattenberg, M. P. (Eds.), Parties without Partisans. Oxford University Press, Oxford, pp. 19-36.

Dalton, R. J., Beck, P. A. and Flanagan, S. C., 1984. Electoral Change in Advanced Industrial Democracies. In: Dalton, R. J., Flanagan, S. C. and Beck, P. A. (Eds.), Electoral Change in Advanced Industrial Democracies: Realignment or Dealignment. Princeton University Press, Princeton, pp. 3-22.

Eilfort, M., 1996. Politikverdrossenheit and the Non-Voter. In: Roberts, G. K. (Ed.), Superwahljahr: The German Elections in 1994. Frank Cass, London, pp. 111-119.

Falter, J. W. 1977. Einmal mehr: Läßt sich das Konzept der Parteiidentifikation auf deutsche Verhältnisse übertragen? Theoretische, methodologische und empirische Probleme einer Validierung des Konstrukts ‘Parteiidentifikation’ für die Bundesrepublik Deutschland. Politische Vierteljahresschrift 18(2/3 (‘Wahlsoziologie heute’, hrsg. von Max Kaase)), 476-500.

Falter, J. W. and Rattinger, H., 1997. Die deutschen Parteien im Urteil der öffentlichen Meinung von 1977-1994. In: Gabriel, O. W., Niedermayer, O. and Stöss, R. (Eds.), Parteiendemokratie in Deutschland. Westdeutscher Verlag, Opladen, pp. 495-513.

Falter, J. W. and Rattinger, H., 2001. Die deutschen Parteien im Urteil der öffentlichen Meinung von 1977-1999. In: Gabriel, O. W., Niedermayer, O. and Stöss, R. (Eds.), Parteiendemokratie in Deutschland. Westdeutscher Verlag, Opladen, pp. 484-503.

Falter, J. W., Gabriel, O. W. and Rattinger, H. (Eds.), 2000a. Wirklich ein Volk? Die politischen Orientierungen von Ost- und Westdeutschen im Vergleich. Leske und Budrich, Opladen.

Falter, J. W., Schoen, H. and Caballero, C., 2000b. Dreißig Jahre danach: Zur Validierung des Konzepts “Parteiidentifikation” in der Bundesrepublik. In: Klein, M., Jagodzinski, W., Mochmann, E. and Ohr, D. (Eds.), 50 Jahre Empirische Wahlforschung in Deutschland. Westdeutscher Verlag, Wiesbaden, pp. 235-271.

Fuchs, D., 1999. The Democratic Culture of Unified Germany. In: Norris, P. (Ed.), Critical Citizens. Global Support for Democratic Government. Oxford University Press, Oxford u.a., pp. 123-145.

Fuchs, D., Gudiorossi, G. and Svenson, P., 1995. Support for the Democratic System. In: Klingemann, H.-D. and Fuchs, D. (Eds.), Citizens and the State. Oxford University Press, Oxford u.a., pp. 323-353.

Gabriel, O. W. 1993. Institutionenvertrauen im vereinigten Deutschland. Aus Politik und Zeitgeschichte 43(B 43), 3-12.

Gluchowski, P. and Wilamowitz-Moellendorff, U. v., 1998. The Erosion of Social Cleavages in Western Germany, 1971-97. In: Anderson, C. J. and Zelle, C. (Eds.), Stability and Change in German Elections. How Electorates Merge, Converge, or Collide. Praeger, Westport, London, pp. 13-31.

Goldsmith, M., 1995. The Growth of Government. In: Borre, O. and Scarbrough, E. (Eds.), The Scope of Government. Oxford University Press, Oxford, pp. 25-54.

Green, D. P., Gerber, A. S. and DeBoef, S. L. 1999. Tracking Opinion over Time. A Method for Reducing Sampling Error. Public Opinion Quarterly 63, 178-192.

Heitmeyer, W., Möller, K. and Siller, G., 1990. Jugend und Politik. Chancen und Belastungen der Labilisierung politischer Orientierungssicherheiten. In: Heitmeyer, W. and Olk, T. (Eds.), Individualisierung von Jugend. Gesellschaftliche Prozesse, subjektive Verarbeitungsformen, jugendpolitische Konsequenzen. Juventa, Weinheim, München, pp. 195-217.

Inglehart, R., 1984. The Changing Structure of Political Cleavages in Western Society. In: Dalton, R. J., Flanagan, S. C. and Beck, P. A. (Eds.), Electoral Change in Advanced Industrial Democracies: Realignment or Dealignment. Princeton University Press, Princeton, pp. 25-69.

Jaccard, J., 2001. Interaction Effects in Logistic Regression. Sage, Thousand Oaks, London, New Delhi.

Katz, R. S. and Mair, P. 1995. Changing Models of Party Organisation and Party Democracy. The Emergence of the Cartel Party. Party Politics 1, 5-28.

emergence of the cartel party. Party Politics 1, 5-28.

Kepplinger, H. M., 1998. Die Demontage der Politik in der Informationsgesellschaft. Alber, Freiburg, München.

Kitschelt, H., 1994. The Transformation of European Social Democracy. Cambridge University Press, Cambridge.

Kitschelt, H., 1995. The Radical Right in Western Europe. A Comparative Analysis. The University of Michigan Press, Ann Arbor.

Küchler, M., 1985. Ökonomische Kompetenzurteile und individuelles politisches Verhalten: Empirische Ergebnisse am Beispiel der Bundestagswahl 1983. In: Oberndörfer, D., Rattinger, H. and Schmitt, K. (Eds.), Wirtschaftlicher Wandel, religiöser Wandel und Wertwandel. Duncker und Humblot, Berlin, pp. 157-182.

Küchler, M., 1990. Ökologie statt Ökonomie: Wählerpräferenzen im Wandel? In: Kaase, M. and Klingemann, H.-D. (Eds.), Wahlen und Wähler. Analysen aus Anlaß der Bundestagswahl 1987. Westdeutscher Verlag, Opladen, pp. 419-444.

Lebo, M. J. and Clarke, H. D. 2000. Editorial: Modelling Memory and Volatility: Recent advances in the Analysis of Political Time Series. Electoral Studies 19, 1-7.

Little, R. J. A. and Rubin, D. B. 1989. The Analysis of Social Science Data with Missing Values. Sociological Methods and Research 18, 292-326.

Maier, J., 2000. Politikverdrossenheit in der Bundesrepublik Deutschland. Dimensionen – Determinanten – Konsequenzen. Leske und Budrich, Opladen.

Maier, J., 2003. Die üblichen Verdächtigen oder zu unrecht beschuldigt? Zum Einfluß politischer Skandale und ihrer Medienresonanz auf die Politikverdrossenheit in Deutschland. Bamberger Beiträge zur Politikwissenschaft Working Paper Series Nr. II-12. Universität Bamberg, Bamberg.

Mair, P., Müller, W. C. and Plasser, F., 1999. Veränderungen in den Wählermärkten. Herausforderungen für die Parteien und deren Antworten. In: Mair, P., Müller, W. C. and Plasser, F. (Eds.), Parteien auf komplexen Wählermärkten. Reaktionsstrategien politischer Parteien in Westeuropa. Signum, Wien, pp. 11-29.

Neu, V. and Zelle, C., 1992. Der Protest von Rechts. Kurzanalyse zu den jüngsten Wahlerfolgen der extremen Rechten. Konrad-Adenauer-Stiftung, St. Augustin.

Pappi, F. U. 1973. Parteiensystem und Sozialstruktur in der Bundesrepublik. Politische Vierteljahresschrift 14, 191-213.

Ragnitz, J., 2001. Aufholprozess der neuen Bundesländer – die Rolle der öffentlichen Transferleistungen. In: Döhler, E. and Esser, C. (Eds.), Die Reform des Finanzausgleichs – neue Maßstäbe im deutschen Föderalismus? VWF, Berlin, pp. 87-99.

Reiter, H. L. 1989. Party Decline in the West. A Skeptic’s View. Journal of Theoretical Politics 1, 325-348.

Roberts, G. K., 2000. The Ever-Shallower Cleavage: Religion and Electoral Politics in Germany. In: Broughton, D. and ten Napel, H.-M. (Eds.), Religion and Mass Electoral Behaviour in Europe. Routledge, London, New York, pp. 61-74.

Schafer, J. L. and Olsen, M. K. 1998. Multiple Imputation for Multivariate Missing-Data Problems: A Data Analyst’s Perspective. Multivariate Behavioral Research 33, 545-571.

Zelle, C., 1998. A Third Face of Dealignment? An Update on Party Identification in Germany, 1971-94. In: Anderson, C. J. and Zelle, C. (Eds.), Stability and Change in German Elections. How Electorates Merge, Converge, or Collide. Praeger, Westport, London, pp. 55-70.

Figures

Figure 1: Party identification in West Germany (1977-2002)

Figure 2: Predicted share of party identifiers in West Germany (1977-2002)

Figure 3: Predicted share of party identifiers (CDU and SPD combined) in West Germany depending on class, religion, and church attendance (1977-2002)

Tables

Hypothesis

probability of partisanship

which parties are most affected

level of partisanship in the late 1990s

dealignment

slow and linear decline

traditional cleavage parties

somewhat lower than late 1970s

Parteienverdrossenheit’

swift and step-like decline

established parties’

much lower than late 1970s

no change

fluctuating or constant

not much different from late 1970s

Table 1: Hypothesis regarding the development of partisanship in West Germany

1a

1b

1c

1d

time

-0.003**

-0.003**

-0.003**

-0.002

(0.000)

(0.000)

(0.000)

(0.001)

post 1990

-0.324**

(0.066)

time post 1990

0.002**

(0.000)

post 1991

-0.456**

(0.068)

time post 1991

0.002**

(0.000)

post 1981

-0.214**

(0.039)

time post 1981

-0.000

(0.001)

constant

1.246**

1.302**

1.290**

1.328**

(0.021)

(0.027)

(0.026)

(0.031)

observations

280,732

280,732

280,732

280,732

adjusted pseudoa) R2

0.01

0.01

0.01

0.01

Robust standard errors adjusted for clustering on survey in parentheses

* significant at 5%; ** significant at 1%

a) Mc Fadden

Table 2: Individual-level models for trend of partisanship over time

time

-0.003**

(0.000)

education: high

-0.031

(0.033)

time education

0.001**

(0.000)

constant

1.268

(0.010)

observations

279,930

adjusted pseudoa) R2

0.01

Robust standard errors adjusted for clustering on survey in parentheses

* significant at 5%; ** significant at 1%

a) Mc Fadden

Table 3: The effect of formal education on partisanship over time

time

-0.002**

(0.000)

worker

0.171**

(0.029)

catholic

0.018

(0.047)

church attendance

0.063**

(0.011)

catholic worker

-0.139**

(0.040)

catholic church attendance

0.071**

(0.015)

worker time

-0.001**

(0.000)

catholic time

-0.001**

(0.000)

church attendance time

-0.000

(0.000)

catholic worker time

0.000

(0.000)

catholic church attendance time

0.000

(0.000)

constant

0.937**

(0.034)

observations

192,979

adjusted pseudoa) R2

0.01

Robust standard errors in parentheses adjusted for clustering on survey in parentheses

* significant at 5%; ** significant at 1%

a) Mc Fadden

Table 4: Individual-level determinants of partisanship (CDU and SPD combined) over time

1 Unlike other political or non-political associations, a party can only be dissolved if a super-majority in the Federal Constitutional Court rules that it works against democracy. This has happened only twice during the Federal Republic’s early years when both the neo-fascist Sozialistische Reichspartei (SRP) and the communist Kommunistische Partei (KPD) were banned.

2 While in theory up to 50 percent of their income may come from the treasury, this share is quite often even higher once tax and other benefits are considered.

3 The last successful independent candidates for the federal parliament ran in 1949.

4 There are actually two Christian democratic parties: The Christlich Soziale Union (CSU), which is restricted to the Land of Bavaria, and the larger Christlich Demokratische Union (CDU), which runs candidates in all other Länder. Since the two parties do not compete and have always formed a common delegation in the federal parliament, they are treated as one single party to which I refer to as CDU/CSU for brevity’s sake.

5 Even worse, the East German economy slumped although the Kohl-government, who had effectively reduced public spending through its first two terms (Goldsmith 1995: 36-38), initiated an unprecedented transfer of public money to the East. Between 1991 and 1999 alone, the net transfers from the federal government and the West German Länder governments amounted to a sum of more than 1.2 trillion Deutschmarks (Ragnitz 2001: 87). This transfer is one of the main reasons for the massive budget deficit that Germany has build up since the early 1990s, which in turn substantially restricts the leeway for political decisions and necessitates a substantial reduction of public spending, with more severe cuts to come.

6 Roughly one third of all the publications surveyed by Arzheimer (2002) were published during these two years.

7 For similar outlines of these propositions see e.g. Dalton and Rohrschneider (1990), Gluchowski and Wilamowitz-Moellendorff (1998), Zelle (1998), and Mair et al. (1999).

8 See Zelle (1998: 57-58) for a similar distinction between ‘social dealignment’ and ‘political frustration’. The idea of a swift breakdown is especially prominent in the literature that focuses on the period immediately following unification. Examples include Heitmeyer et al. (1990: 197-198), who claim that there is a ‘rapid’ decline of PID and an ‘enormous growth’ in voting for the (non-established) extreme right, Neu and Zelle (1992: 5), who discuss a recent decline in political trust and political satisfaction and state that trust in parties has fallen to ‘record lows’ since the late 1980s, Arnim (1992: 14), who holds that disaffection with the established parties is now ‘by far exceeding the usual level of resentment’, Gabriel (1992: 10), who claims that the federal government and the Bundestag as well as several other ‘institutions of the party state’ faced a substantial decline in confidence between 1991 and 1992, and Betz (1994: 55), who saw ‘a dramatic rise in … Parteien- and Politikverdrossenheit … which was sweeping the country’. Looking back, even Maier (2003: 8-10) still claims that disaffection with democracy has ‘substantially’ grown between 1991 and 1993, and that disaffection with parties grew ‘very fast’ after unification. While most of these authors actually take a cautious stand and couch the idea of a swift and sudden decline of party identification in terms of a working hypothesis, it was often presented as a given fact by many politicians, journalists and pundits in the public discourse.

9 The proliferation of election studies that adopted the model outlined in Campbell et al. 1960 sparked a lively debate in Germany on the application of the concept in general as well as on the appropriate measurement of party identification. While some authors (e.g. Küchler 1985; 1990) claim that the standard question is nothing more than an alternative measure for voting intention, the arguments in favor of the standard question presented by Falter 1977 have settled the matter for the majority of scholars. Falter et al. 2000b give a useful summary of the debate and present convincing evidence on the validity of the concept in the German concept.
The question used by FGW reads: ‘In the Federal Republic, many people lean towards a political party for an extended period of time although they vote for a different party now and then. How about you: Do you –generally speaking – lean towards a political party? And if so: Which party?’

10 Of course, neither the Central Archive nor the principal investigators bear any responsibility for the analyses reported in this article. The combined data set for the years from 1977 to 2001 is available from the Central Archive under filing number 2391. A Stata do-file that can be used to replicate the results is available from the author upon request.

11 As one would expect in the case of public opinion time series data, the residuals show a substantial degree of positive serial correlation. The first-order autocorrelation is estimated as 0.46 in a Prais-Winsten regression of the share of identifiers on time. While it is tempting to interpret the resulting sine-like pattern as evidence for an effect of the electoral cycle on (aggregate) partisanship, this is conjecture not borne out by the data: In 1987 and 1998, the share of identifiers rose only after the respective general elections, while a phase of (relative) decline set on in 1990 clearly before election day. A formal test for effects of the electoral cycle requires the inclusion of variables measuring the number of months passed since the last and the number of months remaining until the next election. But while both coefficients exhibit the expected negative sign, they are neither on the aggregate nor on the individual level significantly different from zero. The minimum of both variables, i.e. the proximity to either the last or the next general election, has a significant effect, but its substantial impact is negligible. The probabilities for holding a PID predicted from aggregate as well as individual-level models change by a maximum of less than two percentage points, with a mean difference of 0.2 percentage points on the aggregate and .0004 percentage points on the individual level (as estimated by model 4). Since such tiny differences are not visible in the plots presented later on, and the intention was to keep the models parsimonious, none of these variables were included in the final models. Moreover, note that the amount of ‘noise’ is modest (the linear trend captures slightly more than 90 per cent of the total variance in the Prais-Winsten regression), and is for most of the surveys within the range of what is expected to arise from (multi-stage) sampling error.

12 Falter and Rattinger as well as Maier apply the same methodology to a whole host of aggregate measures (e.g. share of citizens with intention to vote, average ‘feeling’ towards several parties etc.), which are of no immediate interest here.

13 Given that the true share of identifiers is constant (say 70 percent) over the course of four weeks, 95 percent of the observed differences between two surveys of a monthly poll with n=1000 apiece would still fall within an interval as big as ±4 percentage points. This interval gets even wider if (a) the share of identifiers comes closer to 50 percent and (b) the multi-stage sampling design is taken into account. Therefore it becomes difficult to separate systematic change from random noise.

14 In fact, this is a specifically crude instance of eyeballing, since the period after unification is used for the calculation of both the overall and the post-unification coefficient.

15 Time was measured in months passed since March 1977.

16 The former GDR became part of the Federal Republic in October 1990, but the ‘founding election’ of the unified German was held two months later. Therefore, the dummy variable takes a value of 0 for all months prior to January 1991 and a value of 1 from thereon.

17 For model 1d, only the sum of the trend term and the interaction significantly differs from zero, i.e. the downward trend is significant only from 1982 on. For models 1b and 1c, both the trend term (i.e. the slope before the alleged structural change) as well as the sum of trend and interaction (i.e. the slope after the change has occurred) are significantly different from zero.

18 For 75% of the months, the difference between the highest and the lowest of the four predictions is less than 1.7 percentage points. The maximal difference between the highest and the lowest prediction is 2.2 percentage points (October/November 1981).

19 The mean per-year change estimated by Model 1a amounts to a decline of 0.7 percentage points per year. The estimated mean yearly changes for Models 1b-d are 0.6, 0.6, and 0.7 percentage points respectively.

20 To add an additional margin of safety, a specification search was run. Every month from March 1978 on was in turn treated as a potential watershed for PID. This yielded a maximal estimated drop of 6.1 percentage points as early as in the winter 1980/1981, and a positive slope up to that point. Both the increase in partisans and the following drop in their number are probably due to the immensely polarizing campaign for the general election of 1980, which ended in October. However, from the early 1980s on, this specification and the trend-only model yield again almost identical predictions.

21 With a subset of the Politbarometer data that includes only the years 1977 and 1995, Dalton (2000: 33) finds a very weak positive relation between education and PID for 1977 and a negative interaction between education and time that is not statistically significant.

22 This is only a partial test of the cognitive mobilization hypothesis, because the original concept involves education and political interest. Unfortunately, information on political interest is not available in the vast majority of the Politbarometer surveys. Moreover, the wording of the respective question was altered in a major way in 1992, rendering the item useless for the analysis at hand. However, since there is usually a sizeable correlation between education and political interest, substantial effects of cognitive mobilization should be detectable even though only education is considered here.

23 In this context, frequent churchgoers are respondents who claim that they attend church ‘every Sunday’ or ‘almost every Sunday’.

24 This variable is based on a self-assessment of the respondent’s current or (in the case of pensioners and unemployed people) last occupation. Therefore, ‘workers’ are those respondents who see their current/last occupation as a working class job, ‘non-workers’ are all those who do not subscribe to such a statement. Although more elaborate classification schemes exist, this simple variable is quite appropriate for the research question at hand since a person’s social-psychological identification will rather be related to a subjective self-assessment than to objective criteria of class membership that are derived from current occupation. This still leaves the problem of a small group of respondents who were never in employment but might see themselves as members of the working class, because they their spouse is a worker or because they grew up in a working class family. Unfortunately, information on these variables is extremely scarce or non-existent in the surveys.

25 There is some evidence that part of the decline in the share of workers is due to a change from personal to telephone-based interviews. This notwithstanding, official sources (i.e. social security records) show that the number of workers has massively declined over the last decades.

26 After excluding those who identify with a minor party, the number of cases is 267,797. However, respondents who did not provide complete information on class, religion, and church attendance had to be excluded as well, which effectively reduced the sample size to 184,848. Although it would have been preferable to use multiple imputation techniques (see Little and Rubin 1989; Schafer and Olsen 1998), given the large number of cases, these computationally-intensive methods were simply not feasible.

27 At least, a kind of ‘ceiling effect’ is expected to occur because membership in these two groups incites citizens to identify with two competing parties, while the measure of PID does not allow for dual identification.

28 Adding a lot of interaction terms is likely to result in a problem of multicollinearity. Indeed, for five of the variables, the Variance Inflation Factor (VIF) exceeds the threshold of 10, with a maximum value of 25.3 for the three-way-interaction. The amount of multicollinearity could be substantially reduced by centering the time variable at its mean. However, since (1) even a value of 25 is not excessive, (2) no problems occurred during estimation and (3) multicollinearity does neither effect the likelihood nor the quantities of interest (i.e. the predicted probabilities), the original scale of the time variable was retained so that the coefficients can be interpreted analogously to the ones given in tables 1-3.

29 Since there is an interaction between being a worker and being Catholic in the equation, the main effect applies to non-Catholic workers only.

30 Again, the main effect of Catholicism applies to non-churchgoing Catholics only, because there is an interaction between Catholicism and church attendance in the equation.

31 If the share of party identifiers among frequent churchgoers had been stable between 1977 and 2002, the effect of church attendance would have become stronger over time, i.e. the interaction with time would be significantly positive and of a non-trivial magnitude.

32 The predicted share of identifiers among non-Catholic workers who occasionally attend church was about 1.3 percent lower in 1977 and roughly 0.6 higher in 2002. Therefore, the changing effect of Catholicism among occasional churchgoers did not substantially contribute to the decline in partisanship within this group.

33 This is reasonably close to the empirical figure of 61.2 percent.

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

Albright, Jeremy J., 2009: Does Political Knowledge Erode Party Attachments? A Review of the Cognitive Mobilization Thesis. In: Electoral Studies 28, 248-260.

Arzheimer, Kai, 2002: Politikverdrossenheit. Bedeutung, Verwendung und empirische Relevanz eines politikwissenschaftlichen Begriffes. Wiesbaden: Westdeutscher Verlag.

Arzheimer, Kai/Falter, Jürgen W., 1998: “Annäherung durch Wandel?” Das Ergebnis der Bundestagswahl 1998 in Ost-West-Perspektive. In: Aus Politik und Zeitgeschichte 48 B52, 33-43.

Arzheimer, Kai/Falter, Jürgen W., 2002: Ist der Osten wirklich rot? Das Wahlverhalten bei der Bundestagswahl 2002 in Ost-West-Perspektive. In: Aus Politik und Zeitgeschichte 52 B49-50, 27-35.

Bartels, Larry M., 2000: Partisanship and Voting Behavior, 1952-1996. In: American Journal of Political Science 44, 35-50.

Bluck, Carsten/Kreikenbom, Henry, 1991: Die Wähler in der DDR: Nur issue-orientiert oder auch parteigebunden? In: Zeitschrift für Parlamentsfragen 22, 495-502.

Chatfield, Christopher, 2004: The Analysis of Time Series. An Introduction. Boca Raton: Chapman & Hall/CRC.

Dalton, Russell J., 1984: Cognitive Mobilization and Partisan Dealignment in Advanced Industrial Democracies. In: Journal of Politics 46, 264-284.

Dalton, Russell J., 2000: The Decline of Party Identifications. In: Dalton, Russell J./Wattenberg, Martin P.(Hrsg.): Parties without Partisans. Oxford: Oxford University Press, 19-36.

Dalton, Russell J./Wattenberg, Martin P. (Hrsg.), 2000: Parties without Partisans. Oxford: Oxford University Press.

Dalton, Russel J./Bürklin, Wilhelm (2003): Wähler als Wandervögel. Dealignment and the German Voter. In: German Politics and Society 21, 57-75

Dalton, Russell J./Flanagan, Scott H./Beck, Paul Allen (Hrsg.), 1984: Electoral Change in Advanced Industrial Democracies. In: Dalton, Russell J./Flanagan, Scott H./Beck, Paul Allen (Hrsg.): Electoral Change in Advanced Industrial Democracies: Realignment or Dealignment. Princeton: Princeton University Press, 3-22.

Dancey, Logan/Goren, Paul, 2010: Party Identification, Issue Attitudes and the Dynamics of Political Debate. In: American Journal of Political Science 54, 686-699.

Falter, Jürgen W./Rattinger, Hans, 1997: Die deutschen Parteien im Urteil der öffentlichen Meinung von 1977-1994. In: Gabriel, Oscar W./Niedermayer, Oskar/Stöss, Richard (Hrsg.): Parteiendemokratie in Deutschland. Opladen: Westdeutscher Verlag, 495-513.

Falter, Jürgen W./Schoen, Harald, Hrsg., 2005: Handbuch Wahlforschung. Ein einführendes Handbuch. Wiesbaden VS.

Fiorina, Morris P., 2002: Parties and Partisanship: A 40-Year Retrospective. In: Political Behavior 24, 93-115.

Greene, Steven, 2004: Social Identity and Party Identification. In: Social Science Quarterly 85, 136-153.

Jagodzinski, Wolfgang/Quandt, Markus, 1997: Wahlverhalten und Religion im Lichte der Individualisierungsthese. Anmerkungen zu dem Beitrag von Schnell und Kohler. In: Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie 49, 761-782.

Maier, Jürgen, 2000: Politikverdrossenheit in der Bundesrepublik Deutschland. Dimensionen – Determinanten – Konsequenzen. Opladen: Leske + Budrich.

Kaspar, Hanna/Falter, Jürgen W., 2009: Angenähert oder ausdifferenziert? Das Wahlverhalten in Ost- und Westdeutschland bei der Bundestagswahl 2005. In: Gabriel, Oscar W./Weßels, Bernhard/Falter, Jürgen W: Wahlen und Wähler. Analysen aus Anlaß der Bundestagswahl 2005. Wiesbaden: VS, 202-227.

Pollack, Detlef, 2003: Säkularisierung – ein moderner Mythos? Studien zum religiösen Wandel in Deutschland. Tübingen: Mohr.

Popkin, Samuel, 1994: The Reasoning Voter. Communication and Persuasion in Presidential Campagins. Chicago: University of Chicago Press.

Rattinger, Hans/ Gabriel, Oscar W./Falter, Jürgen W., 2007: Der gesamtdeutsche Wähler: Stabilität und Wandel des Wählerverhaltens im wiedervereinigten Deutschland. Baden-Baden: Nomos.

Schmitt, Hermann, 1989: On Party Attachment in Western Europe and the Utility of Eurobarometer Surveys. In: West European Politics 12, 122-139.

Schmitt, Hermann/Holmberg, Sören, 1995: Political Parties in Decline? In: Klingemann, Hans-Dieter/Fuchs, Dieter (Hrsg.): Citizens and the State. Beliefs in Government, Bd. 1. Oxford u. a.: Oxford University Press, 95-133.

Weiterführende Literatur

 

Arzheimer, Kai/Schoen, Harald. 2005: Erste Schritte auf kaum erschlossenem Terrain. Zur Stabilität der Parteiidentifikation in Deutschland. In: PVS 46, 629-654.

Campbell, Angus/Converse, Philip E./Miller, Warren E./Stokes, Donald E., 1960: The American Voter. New York u. a.: Wiley.

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

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.


PIC

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.


PIC

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.


PIC

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.


PIC

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.


PIC

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.


PIC

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.


PIC

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.


PIC

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


PIC

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.


PIC

Abbildung 10: Erwartete Werte für ausgewählte Gruppen: Geschätzte Armutsquote


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

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

2.2.4 Nichtintendierte Folgen

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

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

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

Tabelle 6: Wahrgenommene Häufigkeit von Sozialbetrug


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


PIC

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


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

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


PIC

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


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

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

%3

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

Stichwort: PDS

 

Gründung:

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

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

Mitglieder und Organisation:

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

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

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

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

Programmatik:

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

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

Wahlbeteiligung, Wahlerfolge und Wähler:

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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