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.

Mikrodeterminanten des Wahlverhaltens: Parteiidentifikation

 

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

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

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

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

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

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

2. Parteiidentifikation in der alten Bundesrepublik 1977-2008

2.1 Grundlagen

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

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

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

2.2. Die Entwicklung des Anteils der Parteiidentifizierer

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

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

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

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

 

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


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

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

2.3. Die Intensität von Parteibindungen

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

2.4. Sozialstrukturelle Ursachen für den Rückgang der Parteibindungen

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

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

 

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

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

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

 

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

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

 

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

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

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

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

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

3. Parteiidentifikation in den neuen Ländern 1991-2008

3.1. Ausgangslage

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

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

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

 

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


 

3.2 Die Entwicklung des Anteils der Parteiidentifizierer

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

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

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

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

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

3.3. Determinanten der Parteiidentikationen in den neuen Bundesländern

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

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

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

 

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

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

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

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

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

 

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

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

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

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

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

 

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

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

5. Die Bedeutung der Parteiidentifikation im westeuropäischen Vergleich

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

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

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

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

 

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

6. Fazit

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

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

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

Literatur

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

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

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Weiterführende Literatur

 

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

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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.

Working Class Parties 2.0? Competition between Centre Left and Extreme Right Parties

 

1 Introduction

1.1 The Rise of the Extreme Right and the Transformation of Western European Policy Spaces

Over the last three decades, parties of the “radical”, “populist” or “extreme” right have become an almost ubiquitous feature of Western European party systems. During this “third wave” (Beyme1988) of radical right mobilisation, preexisting parties modified their ideological profiles (e. g. the Austrian Freedom Party, the Swiss People’s Party, the Scandinavian Progress Parties), and many more completely new parties emerged. While some of them were nothing more than a flash in the pan (e. g. New Democracy in Sweden, see Taggart 1996), others found more durable electoral support. As of today, almost all Western European political systems had to adjust (at least for a couple of years) to sustained Extreme Right mobilisation.

Initially, many observers interpreted these developments as a throwback to the Extreme Right’s inter-war onslaught on democracy (e.g. Prowe1994). But soon it became clear that the more successful amongst these parties departed in a crucial way from the political stances of the interwar extreme right movements and parties. Following the highly successful strategy of the French National Front (Rydgren2005), they abandoned biological racism, hyper-nationalism, and open hostility towards liberal democracy and instead made immigration (or more specifically the influx of non-West Europeans into Europe) their main issue. For that reason, some authors branded the emerging new party family simply as “anti-immigrant” (e.g. Fennema1997Fennema and Pollmann1998van der Brug, Fennema and Tillie2000Bjørklund and Andersen2002Gibson2002Boomgaarden and Vliegenthart2007Art2011), whereas others disputed the “single-issue thesis” (Mitra1988Mudde1999) or argued for a more nuanced classification of subtypes (e. g. Kitschelt1995Fennema1997Mudde2007).

This is certainly not the right space to re-open the (largely fruitless) “war of words” (Mudde1996) that dominated the scholarly debate in the 1990s. Today, most scholars working in the field agree on a set of stylised facts that can be summarised as follows:

  • While there are important differences amongst the “new” parties on the right in terms of their political traditions, policy positions, and general political style, these parties also display important similarities that set them apart from the Centre Right. Therefore, they should be grouped into a single (if very heterogeneous) party family.
  • While some of these parties harbour extremists and many of them are highly critical of single aspects of liberal democracy (most prominently minority protection), very few of them pursue a transition to authoritarian rule.
  • Therefore, “Radical” or “Extreme” (as opposed to extremist) Right are convenient shorthands for this party family.1
  • Immigration of non-western European people into Western Europe is not the only, but the single most important issue for all members of this party family. Mobilisation against immigrants and immigration is crucial for their electoral success.

Moreover, there is broad agreement that the rise of the Extreme Right presents politicians in Western Europe with a set of formidable challenges. First and foremost, their electoral success raised important questions of legitimacy. Did a vote for the Extreme Right indicate a more general lack of trust in the elites, or even a rejection of the democratic system? Was there reason to fear new “shadows over Europe” (Schain, Zolberg and Hossay2002), i. e. a return to the confrontational and often violent politics of the 1920s and 1930s? Should the existing parties engage in a dialog with their challengers or just ignore them?

Second, like the emergence of Green and Left-Libertarian parties, the rise of the New Right signalled a fundamental change in the patterns of party competition and co-operation in most Western European countries. For much of the postwar period, party competition in Western Europe was chiefly organised along a single left-right axis that largely reflected conflicts about economic redistribution (Fuchs and Klingemann1989van der Brug1999). However, both issues of the “New Politics” and matters of citizenship and immigration were not primarily perceived as economic problems and were therefore not easily aligned with the old left-right-conflict. Consequently, two or three dimensions are required to reconstruct the policy spaces of most Western European democracies (Kitschelt19941995Warwick2002Cole2005Bornschier2010), making party competition more complex and equilibria less likely.2

Third, and perhaps closest to the hearts of politicians, the zero-sum nature of electoral competition implies that the emergence of a new party family will bring about losses for existing parties in terms of votes, seats and eventually even ministerial portfolios. But which parties would suffer most?

1.2 Competition between Centre Left and Extreme Right Parties

From the party family’s moniker, one might be tempted to assume that the Centre Right had most to lose from the emergence of the Extreme Right, at least if voters primarily care about issues: In a classical Downsian (1957) perspective, demand for right-wing policies is fixed at least in the short- and medium term, and – depending on party positions and voters’ ideal points – the entry of a new competitor would significantly reduce the vote share of the Centre Right parties. If voters behave in line with a directional model (Merrill and Grofman1999), the outlook for the Centre Right is even starker, as voters who disagree with their radical policies may still vote for the Extreme Right for tactical reasons.

Aggregate trends of electoral support of electorate support in 16 Western European countries from the six decades since the end of World War II seem to corroborate these arguments: While support for the right as a whole3 has been largely stable, Christian democratic parties have on average lost about five percentage points of their electorate support while the Far Right could increase their share of the vote by almost seven points (Gallagher, Laver and Mair2011, 301).

Accordingly, much of the political and academic debate has focused on the negative implications that the rise of these parties has had for Conservative, Christian Democratic, Liberal, and Agrarian/Centre parties (e.g. Mair2001, 71).4 But Green/New left parties are perhaps the only ones not affected by the Extreme Right’s ascendancy, as these party families appeal to very different demographics and occupy diametrically opposed positions in Western European policy spaces.5

Taking a more analytical approach, Kitschelt (19941995) argued almost 20 years ago that a shift of the “main axis of partisan competition” was underway that would pit the New Left against the Extreme Right and present the Social Democratic/Centre Left parties with a conundrum: They would lose many of their more liberal voters to the parties of the New Left because they did not adequately represent the issues of the “New Politics” (Flanagan and Lee2003). At the same time, the Extreme Right would seize a sizable fraction of the working class vote, because the Centre Left had allegedly lost touch with their traditional voter base Bale (2003, 70-74).

But why would working class voters turn to the Extreme Right? Historically, support for the post-war Extreme Right had chiefly come from the “petty bourgeoisie” of artisans, small shop-keepers and farmers that made up the lower strata of the middle classes. This constituency was authoritarian and staunchly anti-communist/anti-socialist.

Working class voters, on the other hand, were often embedded in a network of trade unions and similar intermediate organisations, held strong preferences for redistribution, and were firmly attached to traditional left parties. Even if many voters (and some of the rank-and-file members) of these parties expressed a healthy degree of working-class authoritarianism (Lipset1959), elites and opinion leaders within the traditional working classes were firmly committed to principles of equality and international solidarity. Therefore, the idea of a large-scale swing from the Centre Left to the Extreme Right would have looked rather far-fetched three or four decades ago.

Through twin processes of de-alignment (Dalton, Flanagan and Beck1984) and social change (Crouch1999), however, swathes of the (non-traditional) working class have become available for other parties than the traditional left. Moreover, the Extreme Right has modified its programmatic appeal considerably over the six decades since the end of World War II, thereby becoming more palatable for members of the working class.


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Figure 1: Kitschelt’s 1995 view of Western European party systems


Perhaps the most radical interpretation of these programmatic changes was developed by Herbert Kitschelt in a highly influential monograph (Kitschelt1995). Kitschelt argued that under conditions of economic globalisation, workers outside the public sector would develop a taste for free market policies. At the same time, they would remain authoritarian with respect to their socio-cultural attitudes. According to Kitschelt, catering for these twin demands was the electoral “winning formula” that fuelled the unprecedented successes of the French National Front and the Austrian Freedom Party during the 1980s and early 1990s. A similar argument was developed by Betz in his seminal monograph (Betz1994). Figure 1, which slightly simplifies the presentation in Kitschelt (1995), shows the respective policy positions of Social Democratic, old style “Welfare Chauvinist” and more modern “Radical Right” parties.

In hindsight, however, the Extreme Right’s flirt with “neoliberalism” – presumably not a very serious affair in the first place – proved short-lived and inconsequential (de Lange2007). Within a few years after the publication of Kitschelt’s book, many Extreme Right parties had gone all the way from vocal champions of neoliberalism to globalisation critics, and the allegedly outdated “welfare chauvinist” strategy that campaigns for a strong but ethnically exclusionary welfare state had gained a lot of currency in Far Right circles. Consequentially, Betz (2003) has altoghether abandoned the idea that the Extreme Right does seriously pursue a “neo-liberal” agenda or has done so in the past, while Kitschelt has modified his original ideas considerably (McGann and Kitschelt2005).

Moreover, more recent research (Arzheimer2009b) demonstrates that there is no working class demand for “neo-liberal” policies. Where both members of the working class and the petty bourgeoisie support the Extreme Right, they tend to disagree on economic policies and cast their vote because the salience of economic issues is low (Ivarsflaten2005).

But even if the mid-1990s accounts by Betz and Kitschelt were wrong in their diagnoses, they clearly identified a very important symptom: Since the early 1980s, the Extreme Right has undergone a process of “proletarization and (uneven) radicalisation” (Ignazi2003, 216). At least for the relatively successful parties (e. g. the Austrian Freedom Party, the Norwegian Progress Party and the French National Front), there is some evidence for a trend from electorates that were heterogeneous or centred around a core of voters from the petty bourgeoisie towards more working class-dominated constituencies (Beirich and Woods 2000Betz 2002Bjørklund and Andersen 2002Mayer 19982002Riedlsperger 1998Rydgren 2003; see Oesch 2008 for a comparative cross-sectional analysis of Austria, Belgium, France, Norway, and Switzerland).

This new pattern of class-voting in Western Europe is not based on long-standing party loyalties but rather on group- and policy-related attitudes: Public opinion data consistently shows that the Extreme Right vote is driven by intense worries about immigrants and immigration6 that are most prevalent amongst voters with low levels of educational attainment who are either unemployed or holding blue-collar jobs.7

While many authors frame these worries as “resentment” and interpret the underlying policy dimension primarily in terms of “culture” and “identity”, one should not ignore the fact that concerns about immigrants and immigration have clear economic underpinnings: The vast majority of immigrants in Western Europe are unskilled or semi-skilled workers. Obviously, members of the working class are much more likely to perceive these persons as an economic threat than middle class voters, who might actually benefit from the additional supply of cheap labour.


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Figure 2: An updated perspective on Western European party systems


On the whole, research since the mid-1990s suggests that patterns of party competition and class voting have indeed changed, although in a way that is quite different from Kitschelt’s original reading of the situation (see figure 2). Instead of converging on the “Radical Right” strategy, parties of the Extreme Right are looking for a (not very) “new winning formula” (de Lange2007) and have incorporated elements of “welfare chauvinism” into their manifestos, although to a varying degree. Social Democratic parties, on the other hand, have cautiously moved to more economically centrist (and arguably more socially liberal) positions in a bid to respond to the new challenges of the 21st century and to become more attractive for middle-class voters (see Keman 2011 for a comprehensive analysis that outlines the extent of this shift in 19 polities). This programmatic change opened up additional space for the Extreme Right and made it even easier for them to poach working class voters from the Centre Left. That raises the question whether there is anything the Centre Left can do about this development.

The remainder of this chapter is organised as follows. Section 2 gives a brief overview of the data base and the statistical models and methods used for its analysis. Section 3 presents a comparative longitudinal analysis of the “proletarisation” of the Western European Extreme Right Vote since 1980. Section 4 directly looks at the competition between Extreme Right and Centre Left parties for the working class vote. Finally, section 5 briefly summarises the findings.

2 Data, Model, Methods

 


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Figure 3: The spacing of relevant Eurobarometer surveys in time and across countries

 


The analyses presented in the following sections cover the member states of the European Union (EU) as it existed before the Eastern enlargement rounds, plus Norway. Survey data come from the Mannheim Eurobarometer Trend File (Schmitt et al.2009a,b), a partial cumulation of the bi-annual series of Eurobarometer surveys that greatly facilitates cross-national and longitudinal analyses. The temporal coverage of these data spans the whole period of the Extreme Right’s electoral ascendancy during the 1980s and 1990s, as well as a few years of the new millenium.

There are, however, a few gaps: Data for Austria, Finland, Sweden and Norway are not available for the whole period. Moreover, surveys without any supporters of the Extreme Right had to be excluded, which removed the United Kingdom and the Republic of Ireland from the analysis.8 Figure 3 gives a graphical overview of the spatial and temporal coverage.

Information on social class in the Eurobarometer series is effectively restricted to present occupation. To simplify the presentation, respondents were coded as holding blue-collar jobs (“workers”), belonging to the petty bourgeoisie (“farmers and owners”), holding any other occupation (“other”), being unemployed, or being retired.9

In order to model contextual effects on right-wing voting, the Eurobarometer surveys were augmented with macro data. Information on unemployment rates and unemployment benefits comes from the OECD (200220032004), while data on new asylum applications – in the Western European context, a very useful proxy for actual immigration figures – were taken from reports compiled by the OECD and the Office of the United Nations High Commissioner for Refugees (OECD1992UNHCR2002).

Finally, the Comparative Manifesto Project database was used to construct a series of five variables that capture the positions of mainstream parties with respect to the issues of the Extreme Right, i.e. “internationalism”, “multi-culturalism”, “national lifestyle”, and “law and order” (see Arzheimer and Carter (2006); Arzheimer (2009a) for a more detailed discussion of the rationale behind these measures). These variables pertain to the position of the respective Social Democratic party, the most extreme position taken by any other mainstream party, the salience of these issues for the Social Democrats, the salience for all other mainstream parties, and the variation in policy positions across all other mainstream parties.10

To account for the hierarchical nature of the data (respondents are nested within 336 survey waves that were conducted in 15 polities), binary logistic multi-level models are specified. Because the Extreme Right is persistently stronger in some countries (e. g. Belgium and France) than in others (say Spain and Germany), stable unit (country) effects are represented by a series of dummies.11 These dummies are also required to control for changes in the national composition of the sample over time. Specifying country effects leaves just two levels of analysis: voters, and the particular contexts in which they were interviewed.

Even when controlling for unit effects and contextual information, it makes sense to assume that people who are interviewed in the same survey wave are subject to common random political shocks that affect their voting behaviour. These shocks are modelled as draws from a Gaussian distribution with standard deviation σu, which estimated from the data in addition to the usual parameters. As a result of these shocks, respondents in the same context will give more similar answers than one expect by chance alone. The intraclass correlation coefficient ρ which ranges from 0 to 1 is a measure for this similarity, with values closer to unity indicating greater alikeness within a context.12

All models were estimated using the xtlogit procedure in Stata 11.2. Checks indicate that the number of quadrature points used was sufficient to guarantee stable estimates.

3 The Proletarisation of the Western European Extreme Right Vote, 1980-2002

The idea of a “proletarisation” (Ignazi2003) of the Western European Extreme Right features prominently in the literature, but very little comparative cross-temporal empirical evidence for this alleged development has been presented so far. With the Eurobarometer Trend File, however, it is possible to trace the purported trajectory of the Extreme Right’s electorate.

 


Fixed country effects omitted

(1) (2)
Worker 0.483∗∗∗ 0.441∗∗∗
(0.0277) (0.0307)
Farmer/Owner 0.438∗∗∗ 0.478∗∗∗
(0.0347) (0.0363)
Retired 0.0546 0.0563
(0.0282) (0.0318)
Unemployed 0.555∗∗∗ 0.552∗∗∗
(0.0410) (0.0455)
Time 0.00593∗∗∗
(0.000666)
Worker × Time 0.00176∗∗∗
(0.000433)
Farmer/Owner × Time -0.00207∗∗∗
(0.000512)
Retired × Time -0.0000549
(0.000442)
Unemployed × Time 0.000120
(0.000665)
Observations 254726 254726
σu 0.720 0.621
ρ 0.136 0.105
Groups 336 336
t statistics in parentheses
∗ p< 0.05  , ∗∗ p <0.01  , ∗∗∗ p <0.001

Table 1: Sociodemographic factors and the extreme right vote, 1980-2002/3


The left column (1) of table 1 shows the estimates from a simple socio-demographic multi-level model of Extreme Right voting in Western Europe. The model is based on just under 255000 interviews.

As can be seen from the coefficients, being unemployed or belonging to the working class or the petty bourgeoisie considerably increases the chances of an extreme right vote, compared to the “other” category. Either factor increases the logit of an Extreme Right vote by 0.4 to 0.5 points. Being retired, on the other hand, does not make an appreciable difference.

The exact impact of this increase depends on the fixed country effects but is roughly proportional to a 50 per cent change in the probability of the Extreme Right vote. In Austria, for instance, members of the “other” group have an estimated probability of just under 15 per cent of voting for the Freedom Party. For workers, the estimated probability is almost 22 per cent.

The term proletarisation, however, implies change over time. In the right column (2) of table 1, the membership indicator were interacted with an additional variable that represents the time (in months) at which the survey was taken. In order to minimise collinearity, the variable was centred so that it takes a value of zero for March 1991, which is the midpoint of the period under observation. Given the huge range of the time variable (see table 2), it is not surprising that the estimated coefficients are very small. Nonetheless, the picture that emerges is remarkably clear. The effect of being a pensioner is essentially stable, while the effect of being unemployed increases only very slightly over time. The effect of being a member of the working class, on the other hand, becomes considerably stronger with time, while the effect of belonging to the petty bourgeoisie becomes weaker at roughly the same rate.

Taken together, these results show that the Extreme Right electorates indeed underwent a process of proletarisation between 1980 and the early naughties. Moreover, these findings cannot be ascribed to changes in the composition of the sample (i.e. the accession of Greece, Spain and Portugal to the European Union during the 1980s and the 1995 enlargement), because fixed country effects are controlled for. Therefore, the interaction effects represent common trends across all 15 polities. This constitutes the first truly comparative and longitudinal evidence for a general proletarisation of the Extreme Right vote in Western Europe.

But how important are these trends in substantive terms (i.e. votes and seats)? Again, the exact size is context-dependent and most easily illustrated by calculating estimates for an arbitrary country. The estimated vote share of the Danish Extreme Right amongst workers in 1980, for instance, was just under two per cent, while the respective figure for members of the Danish petty bourgeoisie was about three per cent. In 2002, the estimate for the petty bourgeoisie was eight per cent, while the figure for the working class has risen to almost 13 per cent. Although the Extreme Right has made considerable inroads into both groups, the ratio of the respective propensities to vote for the Extreme Right has been reversed. Therefore, it makes indeed sense to talk about a proletarisation of the Extreme Right vote. This trend is further amplified by the fact that the petty bourgeoisie is shrinking even faster than the working class.

One should, however, not throw out the baby with the bath water: Precisely because the working class is in decline, there is a natural limit to this process. Moreover, while social class has obviously lost some of its previous importance (Clark, Lipset and Rempel1993Nieuwbeerta and Graaf2001), its effect on the probability of voting for the traditional left has by no means disappeared completely (Evans2001). Thus, the next section section will look specifically at the competition between Extreme Right and Social Democratic parties over the working class vote.

 


min p25 mean p75 max
XR vote 0.00 0.00 0.04 0.00 1.00
Worker 0.00 0.00 0.18 0.00 1.00
Farmer/Owner 0.00 0.00 0.10 0.00 1.00
Retired 0.00 0.00 0.22 0.00 1.00
Unemployed 0.00 0.00 0.06 0.00 1.00
Time -131.00 -36.00 10.22 56.00 130.00
AT 0.00 0.00 0.03 0.00 1.00
BE 0.00 0.00 0.07 0.00 1.00
DE-E 0.00 0.00 0.06 0.00 1.00
DE-W 0.00 0.00 0.14 0.00 1.00
DK 0.00 0.00 0.14 0.00 1.00
ES 0.00 0.00 0.03 0.00 1.00
FI 0.00 0.00 0.03 0.00 1.00
FR 0.00 0.00 0.11 0.00 1.00
GR 0.00 0.00 0.06 0.00 1.00
IT 0.00 0.00 0.12 0.00 1.00
LU 0.00 0.00 0.01 0.00 1.00
NL 0.00 0.00 0.13 0.00 1.00
NO 0.00 0.00 0.03 0.00 1.00
PT 0.00 0.00 0.02 0.00 1.00
SE 0.00 0.00 0.02 0.00 1.00
N  254726

Table 2: Sociodemographic model: summary statistics


4 Left or (Extreme) Right? The Western European Working Class Vote, 1980-2002

In their recent analysis of Social Democratic reactions to the rise of the Extreme Right, Bale et al. (2010) have usefully identified three elements of this challenge, and three strategies available to the Centre Left: The presence of Extreme Right parties will heighten the salience of “right” issues in general, can increase the number of potential coalition partners for the Centre Right, and may lure working class voters away from the left. Social democratic parties can respond by holding on to their traditional relatively tolerant position towards immigrants, by trying to “defuse” the immigration issue, or by shifting their position (Bale et al.2010, 412).

As Bale et al. (2010, 413-414) point out, the effectiveness of the “defuse” strategy is very limited, making the first strategy the default, as Social Democratic party elites are normally committed to values of tolerance and international solidarity. Therefore, they will find it difficult to abandon their support for relatively liberal immigration policies to avoid political losses. Such normative convictions seriously restrain the Centre Left’s room for manoeuvre.


PIC

Figure 4: Ideological movement of Social Democratic parties over time


Nonetheless, the qualitative analysis of developments in Austria, Denmark, the Netherlands and Norway by Bale et al. shows that Social Democratic parties have sometimes modified their positions on the immigration dimension (see Bale et al.2010, 421 for an overview). A quantitative analysis (see figure 4) of the CMP-Data provides further evidence for such programmatic shifts: Although there is considerable national variation, Social Democratic parties in many countries including Germany, Denmark, Finland, France, Italy, and the Netherlands have taken consistently tougher stands on issues of migration and national identity over the years.

 


Fixed country effects omitted

(1) (2) (3)
Male 0.445∗∗∗ 0.449∗∗∗ 0.448∗∗∗
(0.0515) (0.0517) (0.0517)
Time 0.00982∗∗∗ 0.00692∗∗∗ 0.00651∗∗∗
(0.000874) (0.00121) (0.00127)
Toughness (max SD) 0.0327
(0.0270)
Toughness (mean SD) 0.0296
(0.0309)
Ideology Salience (SD) -0.0437 -0.0383
(0.0257) (0.0247)
Toughness (other) -0.00246 0.00360
(0.0255) (0.0242)
Ideological Variance (other) -0.0131∗∗ -0.0137∗∗
(0.00437) (0.00429)
Ideology Salience (other) 0.119∗∗∗ 0.116∗∗∗
(0.0291) (0.0288)
New Asylum Applications 0.0386 0.0326
(0.0667) (0.0663)
Unemployment 0.0999∗∗ 0.106∗∗
(0.0374) (0.0388)
Replacement Rate 0.0515∗∗∗ 0.0520∗∗∗
(0.0138) (0.0138)
Observations 19858 19663 19663
σu 0.733 0.645 0.646
ρ 0.140 0.112 0.113
Groups 336 327 327
t statistics in parentheses
∗ p< 0.05  , ∗∗ p <0.01  , ∗∗∗ p <0.001

Table 3: Full model: XR vs. Social Democratic vote amongst working class respondents


But how do working class voters respond to this repositioning of the Centre Left? The left column (1) in table 4 gives the estimates for the coefficients of a very simple baseline model. The sample is restricted to working-class respondents who intend to vote either for a Social Democratic party (0) or and Extreme Right party (1). The model features a single sociodemographic control to account for the well-known gender gap, and a linear (in the logits) trend factor. Like the models in the previous section, the model also contains fixed country effects to account for stable differences between polities. Estimates for these effects (not tabulated) are very low in countries as diverse as Germany (-3.3), Spain (-6.3), Finland (-4), Luxembourg (-4.6), Portugal (-5.7), or Sweden (-5.2), which implies that in these countries, the odds of a Social Democratic vote are between 27 (exp(3.3)) and 545 (exp(6.3)) times higher than the odds of an Extreme Right vote.

There is, however, a set of countries including Austria (-1.7), Belgium (-2), Denmark (-2.2), France (-2.4), and particularly Italy (-.65), where the odds of an Extreme Right vote are much higher in comparison. While the result for Italy might be due to the fact that the AN as the largest relevant party in the country has become relatively moderate since the 1990s, the findings for the other countries are striking: Across the board, a Social Democratic vote is only between 5.5 and 11 times more likely than an Extreme Right vote in this core constituency of the Centre Left.

Moreover, the trend factor indicates that the odds of an Extreme Right vote have risen considerably over time: If one is prepared to take the model estimates at face value, the odds of a working class respondent voting for the Extreme Right increases by a factor of almost 13 (exp(0.0098 × 261)) between the first and the last survey wave. Even if one takes potential deficiencies of the data and model specification into account, this clearly demonstrates that Social Democratic parties are losing support amongst working class voters.

While this is certainly an interesting finding in itself, time is chiefly used as a control in a second series of models (columns (2) and (3)) that build on Arzheimer’s (2009a) contextual model of Extreme Right voting.13 This amended model allows for a direct test of the viability of two of the strategies outlined by Bale et al. as well as for an indirect test of the third.

Since some elections were contested by two or more parties that were classified as Social Democratic by the CMP, Social Democratic ideology was operationalised in two variants: “Toughness” refers either to the most right-leaning party (column (2)) or to the average of all Social Democratic party positions, weighted by the respective party’s share of the vote (column (3)).14 However, the way Social Democratic ideology is measured makes virtually no difference.

According to this second set of estimates, the trend towards more Extreme Right voting is slightly less pronounced15 once the additional contextual variables are taken into consideration. Nonetheless, given its wide range time still has the strongest effect amongst all covariates.

The level of welfare state protection as measured by the OECD’s standardised wage replacement rate for the unemployed also has a strong positive effect on the probability of an Extreme Right vote. Raising the standards from the first to the third quartile of its empirical distribution (see table 4) will almost quadruple the odds of a right-wing vote. Given the Extreme Right’s rediscovery of centre-left leaning policies, this could be interpreted as a result of “welfare chauvinism” and (perceived) ethnic competition (Bélanger and Pinard1991) over a resource that is still plentiful. However, an alternative explanation is at least as plausible: Only if the welfare state is seen as safe and can be taken for granted, workers will turn from Social Democratic parties towards the Extreme Right.

Another factor that has a strong effect on the electoral prospects of the Extreme Right is the salience of their issues for other parties (excluding the Social Democrats). The more statements other parties make on questions of immigration, national identity and the like, the better the Extreme Right does in the polls, irrespective of the direction of these statements. Since objective factors such as unemployment and new asylum applications (which have weak or insignificant effects) are statistically controlled for, this finding can be interpreted as evidence for an agenda setting effect (Arzheimer2009a).

Ideological variation in the manifestos of other parties has a moderate negative effect on right-wing voting, whereas ideological “toughness” (i.e. attempts by mainstream parties to steal the immigration issue) does not shift the balance between the Extreme Right and the Social Democrats.

Taken together, the effects of salience and ideological variation indicate that a strategy of issue diffusion could be viable in principle, if (and only if, as the Social Democrats can hardly shape political discourse singlehandedly) the other mainstream parties co-operate.

 


min p25 mean p75 max
XR vote 0.00 0.00 0.12 0.00 1.00
Male 0.00 0.00 0.60 1.00 1.00
Time -131.00 -47.00 1.99 55.00 130.00
Toughness (max SD) -11.71 -2.01 -0.12 1.51 13.68
Toughness (mean SD) -11.71 -2.37 -1.02 1.12 7.45
Ideology Salience (SD) 0.00 3.45 6.83 9.19 16.08
Toughness (other) -4.54 0.59 4.84 7.92 27.54
Ideological Variance (other) 0.00 1.87 17.18 16.50 244.60
Ideology Salience (other) 0.50 5.08 8.95 12.41 31.25
New Asylum Applications -0.98 -0.61 0.16 0.58 4.46
Unemployment -4.91 -1.31 0.35 1.69 12.29
Replacement Rate -31.62 -4.19 4.07 18.48 32.96
AT 0.00 0.00 0.05 0.00 1.00
BE 0.00 0.00 0.06 0.00 1.00
DE-E 0.00 0.00 0.06 0.00 1.00
DE-W 0.00 0.00 0.19 0.00 1.00
DK 0.00 0.00 0.17 0.00 1.00
ES 0.00 0.00 0.03 0.00 1.00
FI 0.00 0.00 0.02 0.00 1.00
FR 0.00 0.00 0.12 0.00 1.00
GR 0.00 0.00 0.04 0.00 1.00
IT 0.00 0.00 0.05 0.00 1.00
LU 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00
NL 0.00 0.00 0.10 0.00 1.00
NO 0.00 0.00 0.05 0.00 1.00
PT 0.00 0.00 0.04 0.00 1.00
SE 0.00 0.00 0.01 0.00 1.00
N  19663

Table 4: Full model: summary statistics


While this test of the “defuse” strategy might be somewhat indirect, the efficiency of the “hold” and “adopt” strategies can be more readily assessed by looking at the estimates for the “toughness” and salience variables that refer to Social Democratic parties. Neither of them has a significant effect on the odds of voting for the Extreme Right. Put differently, in this core constituency of the Centre Left, it does not make a difference whether the Social Democrats stick to their traditional positions on immigration or whether they try to toughen up their policies. Either way, their fortunes vis-a-vis the Extreme Right are largely determined by external factors and an overall negative trend.

The null effect of salience provides an interesting correlate. This variable takes a value of zero if Social Democrats completely ignore the issues of the Extreme Right, which is equivalent to a very radical “defuse” strategy, whereas positive values represent attempts to engage with the issue by making affirmative and/or critical statements. The insignificance of the coefficient provides further evidence for the assertion that a “defuse” strategy is only viable if pursued in concert.

5 Conclusion

After World War II, parties and movements of the Extreme Right were most closely associated with the petty bourgeoisie. Over the last three decades, however, the propensity of workers to vote for the Extreme Right has risen significantly. This “proletarisation” is the result of the interplay between a long-term dealignment process and increasing worries amongst the European working classes about the immigration of cheap labour. As a result, Western European Centre Left parties may find themselves squeezed between the New Right on the one hand and the New Left on the other.

The analyses in the previous section have shown that there is no obvious strategy for dealing with this dilemma. Staying put will not win working class defectors back. Toughening up immigration policies is unpalatable for many party members, does not seem to make Social Democrats more attractive for working class voters, and might eventually alienate other social groups.

That leaves what Bale et al. have called the “defuse” option, i.e. efforts to downgrade the immigration issue. In democracies, however, a single party can not normally sustain control over the political agenda. Any attempt to de-politicise immigration would therefore require some sort of agreement amongst mainstream parties. Given that Centre Right (Bale2003) and (for completely opposite reasons) even New Left parties might have a strategic interest to keep the debate on immigration alive, this is not a very likely outcome. In all probability, the working class parties “of a new type” will keep poaching voters from the Social Democrats.

References

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1I will treat these two terms as interchangeable through the remainder of this chapter.

2For a slightly different account of these developments see van der Brug and van Spanje (2009), who claim that European parties’ actual policy proposal can still be arranged on a single vector even though parties and voters operate in a two-dimensional space.

3Gallagher, Laver and Mair subsume five party families under this label: Christian democrats, Conservatives, Liberals, Agrarian and Centre parties, and the Far Right.

4Other authors, however, have highlighted the strategic opportunities that the rise of the new party family may present for the right as a whole if and when the Extreme Right can be brought into a coalition (Bale2003).

5Consequently, the rise of the Extreme Right has sometimes been framed as a “silent counter-revolution” (Ignazi1992) against the growing influence of the New Left and their post-materialist electoral base.

6These feelings are related to, but not identical with xenophobia and racism (Rydgren2008).

7See e. g. van der Brug, Fennema and Tillie (2000) and Arzheimer (2009b) for reviews of the importance of ideology and Arzheimer and Carter (2009) for the nexus between class and attitudes.

8The OECD does not provide Standardised Unemployment Rates for Luxembourg. Thus, the country had to be excluded from the series of models presented in section 4.

9Homemakers were coded according to the occupation of the householder, if available.

10For the construction of the two latter variables, positions were weighted with the parties’ shares of the vote. In some cases, elections were contested by two or more parties codes as Social Democratic by the CMP. See section 4 for details.

11East and West Germany are treated as two separate polities.

12ρ equals the proportion of total variance contributed by σu.

13To ease the estimation and interpretation, a number of interaction effects and relatively stable macro variables were dropped. Moreover, all attitudinal and most socio-demographic variables were dropped, since they do not vary much in this subset of working class voters. The findings for many variables are somewhat different from those reported in Arzheimer (2009a) because they apply to a more limited choice set and a subsample of the original data.

14The salience variable was always constructed as an weighted average over all Social Democratic party positions in the respective election (if applicable).

15The estimated factor change in the odds is exp(0.007 × 261) = 6.

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

 

1 Einleitung und Fragestellung

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

2 Analyse

2.1 Daten und Methode

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

2.2 Ergebnisse

2.2.1 Erwartungen an den Staat und „Soziale Gerechtigkeit“

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

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

Tabelle 1: Erwartungen der Bürger an den Staat


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

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

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

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


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


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

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

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


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


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

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

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

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

Tabelle 2: Gerechtigkeit Einkommensverteilung


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

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

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


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


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

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

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


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


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

2.2.2 Bewertung der Systemleistungen

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

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

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

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

Tabelle 3: Adäquate Leistungen/Chancen


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


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


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

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


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


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

2.2.3 Prävalenz von Problemen und subjektive Risiken

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

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

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

Tabelle 4: Gefühl subjektiver Bedrohung durch Arbeitslosigkeit und Armut


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

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


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


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


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


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

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

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

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

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

Tabelle 5: Wahrgenommene Prävalenz sozialer Gruppen


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

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

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


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Abbildung 9: Erwartete Werte für ausgewählte Gruppen: Geschätzte Arbeitslosenquote


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

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


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Abbildung 10: Erwartete Werte für ausgewählte Gruppen: Geschätzte Armutsquote


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

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

2.2.4 Nichtintendierte Folgen

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

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

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

Tabelle 6: Wahrgenommene Häufigkeit von Sozialbetrug


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


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


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

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


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

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

 

1 Einleitung und Fragestellung

 

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

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Sports Cars, Sleaze and Gamma Rays: Rhineland-Palatinate Elects Its FirstRed-Green Government

 

Introduction

Historically, Rhineland-Palatinate has been a hyper-stable Land. From 1947 on, the state was governed by CDU/FDP coalitions.1 It was not before 1991 that the SPD replaced the CDU (by now embroiled in a host of political problems on both the federal and the Land level) as the strongest party and in turn formed a government with the Liberals. This SPD/FDP coalition was returned to government in the 1996 and 2001 elections, thereby maintaining the notion of the state’s alleged desire for continuity. In 2006, the SPD even won an outright majority of the seats and was able to govern alone, because the left vote was split between the Greens and the emerging PDS/Left, with neither party being able to pass the five per cent threshold.2

The 2011 election, however, was set to break the mould of state politics in Rhineland-Palatinate. The SPD was entangled in a host of scandals and seemed therefore bound to pay the price of being in government for two decades. The CDU, on the other hand, had appointed a young and promising new leader but were still struggling with its distant and more recent past.

The Liberals, who before 2006 had not been out of government for two decades and had come to see the state as a stronghold during their wilderness years in the 1990s, tried to market themselves as a necessary “corrective” to single-party government and hoped that they could again assume the position of a kingmaker, but were suffering from their very negative evaluation at the federal level. Conversely, the Greens, historically rather weak in the largely rural state,3 rose to double-digit figures in some opinion polls and were expected to benefit from a last-minute swing following the Fukushima Daiichi nuclear disaster that unfolded just days before the election. For the Left, results from opinion polls were too close to call, making the party a wild card.

The actual result of the election on March 27 came as a surprise to many observers. The Christian Democrats improved on their last result but only moderately so, while the Social Democrats suffered a massive 10 percentage point loss. Their respective shares of the vote put the two parties on almost equal footing. The FDP and the Left were unable to pass the five per cent threshold so that the Liberals lost their parliamentary representation in the state for the first time since 1983.

The Greens, on the other hand, were able to more than triple their 2006 result. While their share of 15.4 per cent may look less spectacular than the 24.2 per cent the party scored in Baden-Württemberg on the same day, it is by far the best result the state party has ever achieved and put them in a position to chose between the SPD and the CDU.

Outset and Campaign

Although the evaluation of the federal government’s performance certainly played a role for the final result, particularly for the Greens and the FDP,4the campaign was dominated by state-level issues such as education and regional unemployment. Under the SPD’s stewardship, Rhineland-Palatinate had weathered the ongoing economic and financial crisis reasonably well. In 2010, the state had the third-lowest unemployment rate of the 16 Lander, and the SPD obviously tried to make the most of this fact.

The state, does, however, suffer from serious structural problems. Modern and post-modern industries are confined to a few fairly small urban areas, while large swaths of the state are still rural and depend on farming and tourism. Jobs for university graduates are scarce, and wages and productivity are average at best. The state’s economy is traditional and less competitive than those of most other Western Länder.5 Commuting across the state’s border into the prosperous Cologne-Bonn, Rhine-Main, and Rhine-Neckar regions contributes significantly to the low unemployment rate.6

In line with previous policy, the SPD government had heavily invested in projects aimed at improving the infrastructure of rural areas and had implemented a number of costly programs to shore up local economies. These programs have contributed considerably to the state’s above-average public debt as well as to the SPD’s political woes.

Perhaps the most expensive and certainly the most scandalous amongst these projects was the government’s involvement with the Nürburgring racing course, which is owned by the state. By the mid-naughties, it ran an annual deficit in excess of 10 million Euros.7

After the 2006 election, the government decided to support the construction of a theme park, a hotel resort and various other attractions that would provide all-season income for the region. 135 million Euros would come from the public purse, while a further 80 million Euros would be contributed by private investors.

However, plans for the private-public partnership collapsed with the onset of the financial crisis of 2008/2009. By mid-summer 2009, a complex web of state-backed loans, financial vehicles, forged documents, money laundry, embezzlement and plain incompetence began to unravel. It emerged that the tax payer would have to foot a total bill of at least 330 million Euros, on top of several millions of Euros that had already been paid for lawyers, consultants, and credit brokers.

To add insult to injury, the project seems to be riddled with construction defects that further increase the costs. Visitor numbers have remained low so far, yet local family concerns are complaining about state-sponsored competitors that hurt their businesses.

In July 2009, Finance minister Ingo Deubel, the self-styled master mind behind the project, bowed to the mounting political pressure and stepped down.8 Separate investigations by the state parliament, the state court of auditors, the public prosecution service, and the European commission are still ongoing, and startling details continue to emerge. At any rate, a blunder of this scale in a part of the Land where the SPD was not particularly popular in the first place would present the party with a major political problem.

A separate scandal involving another public-private partnership surfaced in September 2010, just half a year before the election. Karl Peter Bruch, the state minister for Home Affairs, had authorised a seven million Euros payout for the conversion of a listed building into a four-star plus hotel after the private investor had backed out completely. Under the terms of the partnership, this private investor (who happened to be a member of the SPD) was retained as leader of the conversion project, became leaseholder of the hotel and was given an option to buy the place for just 1.4 million Euros after ten years of tenure.

The opposition parties called for Bruch’s resignation, but he managed to cling on to his job until the election. To make things worse for the SPD, the scene of the affair was the small town of Bad Bergzabern, where minister president Kurt Beck was born and has his constituency.

A final scandal involving the state’s minister for Justice Georg Bamberger culminated in November 2010. Germany’s highest administrative court reprimanded the minister for the way he had handled the appointment of the state’s top judge in 2007, and declared the appointment invalid. Moreover, the court ruled that the minister had violated the Basic Law by not waiting for a pending decision from the Federal Constitutional Court.

In this desperate situation, the SPD’s campaign centered very much on Beck, who is currently the longest-serving minister president in Germany (he was first elected in 1994). The campaign highlighted his experience, his personal popularity, and his image as a “Landesvater” who can connect with ordinary people. A second and related motive was the consistent and prominent use of the word “Heimat” in slightly awkward combinations with the government’s alleged achievements (e. g. “home of social justice”).

The SPD’s string of scandals provided the opposition parties with ample opportunity for negative campaigning. The Left with its front runners Robert Drumm and Tanja Krauth, however, was unable to campaign effectively in the aftermath of severe internal conflicts that had led to the resignation of its leader, Alexander Ulrich,9 while the Greens and the Liberals focused mostly on their own candidates (Eveline Lemke/Daniel Köbler for the Greens, Herbert Mertin for the Liberals) and their core issues, as each party hoped to form a coalition with the SPD.

The CDU, on the other hand, was free from such constraints but had problems of its own. Ever since the palace revolution against the long-time minister, minister president and state party leader Bernhard Vogel in 1988, the party has been beset by internal strife and poor leadership.10 In an attempt to break this pattern, the party elected Julia Klöckner, then a 38-year old junior minister in the federal department for agriculture and consumer protection, as their leader and front runner.

Klöckner, a wine grower’s daughter from the Nahe region and former German wine queen, seemed capable of challenging Beck on his own turf. Like him, she is well-versed in the details of policy, yet at ease speaking plainly at parish fairs and wine festivals. Coming across as friendly and approachable, she quickly sidelined her rival Christian Baldauf and managed to project the image of a united party.

Pitting this young woman against Beck (then 61) to spearhead an anti-sleaze campaign looked like a clear and effective strategy, and Klöckner played her part with relish. On hundreds of occasions, she lamented the state of public affairs in Rhineland-Palatinate and promised a new start with a CDU/FDP or even a CDU/Green coalition. To drive home their point, the state party put up huge billboards in front of its headquarters that showed the minister president as a sinister puppeteer who controls the “system Beck” from above.

Both Beck and Klöckner are pragmatic centrists, and the level of ideological polarisation was very low. Over the course of the campaign, both major parties continued to put emphasis on valence issues and employed personalisation strategies that took an unusually nasty spin: Beck derided Klöckner as “CDU Frontfräulein”, while Klöckner claimed that Rhineland-Palatinate had become “Rheinland-Filz” (“Rhineland-Sleaze”) under Beck’s rule and promised “Politik ohne Bart” – a venerable metaphor for a new political start, but also a tired pun on Beck’s trademark beard.11

But the CDU’s own demons came back to haunt the party. In December 2010, it transpired that Klöckner’s predecessor, the controversial Christoph Böhr, had used 400,000 Euros of taxpayers’ money granted to the parliamentary party to support its work for funding the 2006 electoral campaign. Once a common practice, the transfer of monies from the accounts of parliamentary parties to party headquarters was banned in 1994.12 Within days, the party was given a fine of 1.2 million Euros. Klöckner furiously denied any previous knowledge of the transaction and distanced herself from Böhr.

400,000 Euros may have seemed a small sum in comparison, and the nature of the offence was certainly arcane for many voters, as the money had been intended for the CDU after all. Nonetheless, the affair obviously derailed the CDU’s clean hands campaign. Moreover, it gave the media the opportunity to re-run stories on older instances of misconduct, including the case of one MP who talked his police inspector daughter into supplying him illegally with files on the Nürburgring investigation,13 and the more colourful story of the parliamentary party’s secretary using the party’s credit card for paying in brothels in Berlin and Mainz.

The Result

 









Vote (%)
Seats
’11 ’06 Δ ’11 ’06 Δ














SPD 35.7 45.6 -9.9 42 53 -11
CDU 35.2 32.8 2.4 41 38 3
FDP 4.2 8.0 -3.8 0 10 0
Greens 15.4 4.6 10.8 18 0 18
Left 3.0 2.6 0.4
Other 6.4 6.4 0.0







Turnout 61.8 58.2 3.6

Source: Landeswahlleiter Rheinland-Pfalz, http://www.wahlen.rlp.de/ltw/presse/lwl11017.html;url{http://www.wahlen.rlp.de/ltw/wahlen/2006/index.html}

Table 1: The 2011 result

The result of the election on March 27 was nothing short of a political earthquake. The share of the CDU increased moderately compared to 2006, but was still the second-lowest in the history of the state party. The SPD, coming from its best-ever result, lost roughly ten percentage points, amounting to almost a quarter of its support in the previous election. They had not done worse since 1959.

The FDP lost half of its support and, for the first time since the 1983 debacle, its representation in the Landtag. The Left hardly improved on their 2006 result and again failed to pass the five percent threshold.

The clear winners of the election were of course the Greens, whose support more than tripled, securing the party its first ever double-digit result in the state. Turnout increased by almost four percentage points.

Where Did All the Green Votes Come From?

 








Δ%Greens Δ%Greens



%Greens 2006 0.329∗∗∗ 0.217∗∗∗
(0.059) (0.057)
Income Tax (100 Euros) 0.634∗∗∗ 0.624∗∗∗
(0.124) (0.092)
%65+ -0.100∗∗∗ -0.067∗∗∗
(0.015) (0.013)
Eligible Voters 2011 (1000s) -0.008 -0.001
(0.007) (0.005)
Population Density (1000s)/km2 -0.007 0.464
(0.330) (0.262)
University Town 0.816 0.313
(0.765) (0.514)
Log-Distance from University Town -0.372∗∗ -0.274∗∗
(0.113) (0.092)
Losses SPD 0.293∗∗∗
(0.016)
Δ Turnout 0.205∗∗∗
(0.015)
Constant 7.078∗∗∗ 4.193∗∗∗
(0.663) (0.522)



N  2305 2305






Standard errors in parentheses
∗ p< 0.05  , ∗∗ p <0.01  , ∗∗∗ p <0.001
Table 2: Increase in Green Votes and Structural Variables

In the past, the Greens had been very weak in Rhineland-Palatinate. The party was afflicted by internal conflict and a distinct lack of urban, post-modern milieus that let the party thrive elsewhere. Nonetheless, the Greens began to rise in the polls14 as early as April 2010, almost a year before Fukushima, which seems to contradict the notion of a last-minute mobilisation. During the SPD’s autumn of discontent, Green support peaked at 16 per cent which was then seen as unrealistically high. The party’s popularity subsequently dropped to 13 per cent in January, 12 per cent in February and 10 per cent in the last poll that was published before the election, so that the scale of the Green’s success was seriously underestimated.

While this was interpreted by some observers as evidence for a last-minute swing – the poll was taken a week before the Fukushima event and two weeks before the election – the five point gap is not much larger than what could be due to sampling error alone.

Either way, the party’s large net gain of more than 207,000 votes in an electorate of just over three million eligible voters15 is remarkable, since the structural factors that shape the distribution of party preferences in Rhineland-Palatinate have hardly changed since 2006. Unfortunately, there are no micro-level longitudinal studies available that could shed some light on this unexpected surge.

Thankfully, however, the electoral commission for Rhineland-Palatinate publishes electoral results for the state’s more than 2,200 municipalities. While they differ vastly in size – the largest (Mainz) boasts more than 142,000 citizens eligible to vote whereas the smallest (Keppeshausen) has only eight eligible voters – these territorial units are quite small on average, with a median size of just over 500 eligible voters.16 Moreover the state publishes a whole host of additional administrative and spatial information on these municipalities. Taken together, these sources provide considerable insight into the electoral dynamics of Rhineland-Palatinate.


 

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Figure 1: Distribution of Green Support, 2006 and 2011

 


The upper left panel in figure 1 shows the spatial distribution of green support in 2006. Crucially, in most parts of the state, less than three per cent of the eligible voters opted for the Greens. This is even easier to see in the bottom panel, where the solid line represents the right-skewed distribution of Green support across municipalities in 2006. Given a turnout between 50 and 60 per cent, three per cent of the eligible voters amount to less than the five per cent of votes cast required to pass the threshold.

In some areas, however, the Greens were strong even in 2006. These include Trier, Mainz, and their surroundings with their large population of students, but also various smaller towns and villages in the Southern Palatinate region as well as the Hunsrück and Westerwald areas. Even in the Eifel region, the heartland of Catholic conservatism in Rhineland-Palatinate,17 there were some spots with unusually high levels of support for the Greens.

One possible explanation for these partly unexpected pattern is the large number of (former) American airbases and other military installations in rural Rhineland-Palatinate. The state has once been dubbed “Nato’s largest aircraft carrier”, and during the 1980s and early 1990s, many of the sites attracted small- to medium-sized demonstrations by members of the Peace movement. While many of the activists were outsiders,18 a sizable number of the protesters had local roots and were embedded in regional networks.19

Like in other parts of Germany, a somewhat unlikely co-operation between urban activists and the rural population helped to shape the character of the New Social Movements,20 from which the Greens began recruiting their members. In Rhineland-Palatinate, however, the ties between the (rural) movements and the party were particularly strong,21 which helps to explain the party’s unusual (and highly localised) support in the country. In effect, the Greens may have appealed to two distinct constituencies in 2006: the small group of urban centres on the one hand, and a flock of small, rural communities on the other.

Five years on, the political landscape seems to have been thoroughly transformed. Only in four municipalities have the Greens actually lost votes. Since these are tiny villages with only a handful (39-134) of eligible voters, random fluctuations certainly play a role here. In 95 per cent of the municipalities, the Greens have at least doubled their share of the vote, and in half of them, support for the Greens grew by a factor of four or more. As a result, the distribution of Green support is now symmetrical and roughly bell-shaped, as can be seen the bottom panel of figure 1.

At the same time, the variance of Green support has vastly increased since 2006, from 2.6 to 11.0. Although support for the Greens has grown considerably, this is by no means a uniform trend.

As it turns out, the Green gains follow a distinct pattern. Table 2 shows the estimates for a very simple exploratory model that regresses the increase in the Green vote22 on a number of structural variables that are likely to be related to the level of green support.23

Somewhat surprisingly, the best predictor for the increase in votes for the Greens is their result in 2006. On average, the party won an additional 0.3 percentage points in 2011 for every per cent they had won in 2006.

Moreover, the party’s gains were considerably higher in the better-off municipalities. According to the model, a 100 Euro increase in a municipality’s per capita share of income tax receipts is associated with an additional gain of 0.6 percentage points for the Greens.24 On the other hand, the party improved less in municipalities with higher shares of senior citizens:25 A one-point increase in the population over 65 reduces the expected gains for the Greens by 0.1 points.


 

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Figure 2: Effect of Distance from Next University Town on Increase in the Green Vote

 


Finally, even when controlling for all these factors that are associated with past Green successes, the Greens won disproportionately in the state’s five university towns and their immediate surroundings, thereby further increasing the gap between urban centres and rural areas.26 The effect of a given municipality’s location is represented by two variables: A binary indicator for the five university towns themselves plus the logged straight line distance from the nearest university town27 for all other places. Their joint impact is illustrated by figure 2.

Taken together, the findings from the regression model point to a sizable Matthew Effect: While the Greens increased their votes across the board, they won more additional votes in areas where they were already relatively successful in the last election, and made record gains in municipalities that had been strongholds in 2006.

Which parties did these new Green voters come from? Attempts to recover voter transition probabilities from aggregate data are fraught with all the usual problems of cross-level inference, because only net gains and losses are observed. Additionally, over the five-year period since 2006, new (potential) voters have entered the electorate whereas others have passed away or moved across the borders of municipalities or the state.28

One can, however, correlate these gains and losses strictly at the aggregate level, without reference to individual voter behaviour. Accordingly, the exploratory model was augmented by two additional variables, i.e. the increase in turnout and the losses for the SPD.

As it turns out, both variables have a very moderate effect on the increase in the Green vote. On average, the Greens improved more in areas where turnout increased, and where the SPD suffered disproportional losses: For an increase in turnout by one point, the model predicts a 0.2 point increase in the Green vote, while a one point loss for the SPD is associated with a 0.3 point increase for the Greens. Even these small effects should be interpreted with caution, as the zero-sum nature of electoral competition implies a certain degree of correlation between parties’ games and losses.

The Outcome

In the week following the election, the Green leadership held separate meetings with both their CDU and SPD counterparts to discuss the prospects of potential coalitions in confidence. While the Greens claimed that the formation of a Red-Green government was by no means a foregone conclusion, they entered formal talks with the SPD only a few days later. These negotiations were again confidential, and somewhat unusual, very little was leaked to the press. By May 2, the parties announced that they had negotiated a written agreement. The document was then presented to the public and approved by party conferences within less than a week. On May 18, the state parliament re-elected Kurt Beck as minister president for the fifth time. He and his new cabinet were sworn in on the same day.

On the surface, the composition of the cabinet reflects the strong bargaining position of the Greens. Eveline Lemke holds a large portfolio that encompasses the economy, climate protection, energy, and planning. She is also deputy minister president. Ulrike Höfken is responsible for the environment, forestry and agriculture – an important brief in a state that relies so much on farming and tourism. Finally, Irene Alt became minister for families, youth affairs, gender equality and the integration of migrants. While these latter policy fields are sometimes disparagingly subsumed under a “low politics” label, they are very close to the heart of the Green party. Moreover, during the negotiations the newly formed department29 has been dubbed a “ministry for future generations” that could help to shape Rhineland-Palatinate’s transformation to a more modern state. One will have to see how strong a minister Alt actually is.

The SPD, on the other hand, controls the classic departments. Roger Lewentz, a former permanent secretary in the state’s Home Office, became the successor of his hapless boss Karl Peter Bruch and is also responsible for infrastructure. Carsten Kühl (who had followed his minister Ingo Deubel in much the same way in 2009) continued as finance minister, while Jochen Hartloff, formerly chair of the SPD’s parliamentary group, replaced Georg Bamberger as Minister for Justice and took on additional responsibilities in the field of consumer protection.

Moreover, Doris Ahnen (education, science and culture) and Malu Dreyer (benefits, work, health, demographics), who became cabinet ministers in 2001 and 2002, respectively, kept their jobs, although parts of their former portfolios were allocated to Irene Alt’s new department. Finally, Margit Conrad, who had been minister for the environment and for consumer protection since 2001, had to make room for the Greens and is now the state’s permanent representative in Berlin and Brussels. While she (unlike her predecessor) still holds cabinet rank, she does not head a department of her own but rather a unit in the state chancellery.

In terms of policy, the most obvious stumbling blocks in the negotiations were two large bridge building projects: one that will cross the Moselle in the rural Bernkastel-Kues area, and a second one crossing the Rhine halfway between Mainz and Koblenz at the site of the famous Lorelei rock. Both projects will cost hundreds of millions of Euros to build and have been opposed by locals (who fear that they will hurt tourism) and environmentalists for decades. In the end, the Greens agreed not to oppose the bridge across the Moselle, for which contracts had already been signed.30 In turn, the SPD conceded that during the next five years, they would not further pursue plans to build the bridge across the Rhine.31

Moreover, the parties agreed in principle to re-asses subsidies for the Nürburgring as part of a larger effort to consolidate public finances. Like all German states, Rhineland-Palatinate is required to reduce its structural deficit to zero by 2020. This will require further painful cuts to public expenditure that will be unpopular with the parties’ respective bases and the wider electorate.

Within these constraints, the parties negotiated a 36,000 words “coalition treaty” that, under the slightly convoluted title of “implementing socially and ecologically responsible change”32 outlines their joint programme for the 2011-2016 legislature. By and large, the document demonstrates a large degree of overlap between the parties’ positions in many areas.

A brief quantitative analysis of the paper reflects a heady mixture of Beck’s traditional feel-good style with a new rhetoric of dynamism. By far the most prominent verbs are (we) “want” and (we) “will”, which were used about 13 times per page on average and make up almost four per cent of the text. Prominent nouns are “Rhineland-Palatinate”, “Land” and “human (being)”, followed by “extension”. “Support” also features prominently, both as a noun and as a verb. The most frequent adjectives are “strong” and “new”. Somewhat surprisingly, the second most frequently used word of all is the preposition “for”, projecting the image of a coalition that acts on behalf of the common good.

Conclusion

For decades, Rhineland-Palatinate appeared as the epitome of political stability, dominated first by the CDU, then by a rather centrist SPD. The 2011 election has dispelled this notion by ousting the FDP from parliament and bringing about the state’s first Red-Green government. One should, however, not discount the impact of unusual events and circumstances that shaped this election.

In the years to come, the coalition parties will without doubt face a series of formidable challenges, both individually and collectively. Expensive projects in rural areas, such as the Hochmosel bridge, Hahn airport and the Nürburgring, will continue to be bones of contention for the SPD, the Greens and their respective supporters. Budgetary constraints will further restrict the leeway for political decisions so that distributional conflicts would become more intense even without those massive demographic changes that are already effecting the rural hinterland. Pressure is mounting on Rhineland-Palatinate to invest its dwindling financial resources wisely and strive to retrain its working population in order to become more competitive.

The parties, too, find themselves in less than comfortable positions. The SPD lost three of its senior ministers in the run-up to the election. The party barely managed to cling on to power this one more time, and the necessary cuts are bound to further alienate its membership and voter base. Moreover, Beck, who will be 67 at the time of the next election, has failed to groom a successor. At the moment, the most plausible contenders are Roger Lewentz and Hendrik Hering, who was minister for the economy from 2006 and became chair of the SPD parliamentary group after the election, with Doris Ahnen considered to be a dark horse candidate by many.

From past experience (e.g. Schröder/Glogowski/Gabriel in Lower Saxony or Vogel/Wagner in Rhineland-Palatinate), it is well known that the transition from a popular minister president to a successor often creates tensions within the party and is rarely popular with the voters. While it would seem that the party’s best option therefore is to solve the issue as quickly as possible, Beck seems unwilling to step down any time soon. In a reaction to claims by the CDU that he was already a lame duck, he declared that he intended to serve for a full five-year term just four weeks before the election,33 a pledge that he renewed in December 2011.34 In the same interview, Beck said that the large number of potential successors was “a luxury problem”. Voters and the party base might disagree.

The Greens, on the other hand, have to come to terms with the scale of their success and their distinct lack of experience. It is telling that the three Green ministers hold no seats in the Landtag.35 Höfken is the only member of the Green leadership who is a former member of the Bundestag.36 Alt and Köbler (who became chairman of the parliamentary group) have a background in local politics, while Lemke’s political career was mostly confined to offices she held within the party.

Amongst the 18 members of the Landtag that form the Green parliamentary group, only two (Berhard Braun and Niels Wiechmann) were members of the 2001-06 Landtag. Most of the others have had some career in local politics, but two young women (Pia Schellhammer and Anne Spiegel) never held public offices before 2011. An Iranian-German doctor’s (Rahim Schmidt) previous political experience consists of his seven-month spell on a local advisory board in 2009, and a farmer (Dietmar Johnen) only joined the party in 2010.37 While some have worked as parliamentary aides or political consultants, none of the 18 MPs and three ministers has any experience serving in federal or state ministries. Without reading too much into these patterns, it is safe to assume that the recruitment pool was fairly small, that standing within the party and the symbolic representation of social groups played their part in the selection process, and that the Greens will have difficulties in dealing with their SPD counterparts, who are literally years ahead when it comes to government experience.

In terms of electoral support, the Greens have become mainstream very suddenly, even in places where they have struggled for decades, and have surged to unprecedented heights in their strongholds. Given the nature of coalitions, it will be very difficult, if not impossible, for the Greens to retain these levels of support.

Notes

1Between 1971 and 1987, the CDU won outright majorities and governed alone. See the following for an account of electoral politics in Rhineland-Palatinate: Kai Arzheimer and Cornelia Weins. “Zerfallen die sozialstrukturellen Bindungen an die Union – zum Beispiel in Rheinland-Pfalz?” In: Zeitschrift für Parlamentsfragen 28 (1997), pp. 203–215; Kai Arzheimer. “50 Jahre Wahlen in Rheinland-Pfalz”. In: Politische Kultur in Rheinland-Pfalz. Ed. by Ulrich Sarcinelli et al. Mainz und München: von Hase & Koehler, 2000, pp. 229–254; Jürgen Maier. “Aus Schwarz mach Rot – Der Einfluß der Bundespolitik auf das Stimmverhalten bei Landtagswahlen in Rheinland-Pfalz”. In: Wähler und Landtagswahlen in der Bundesrepublik Deutschland. Ed. by Kerstin Völkl et al. Baden-Baden: Nomos, 2008, pp. 239–261.

2Kai Arzheimer and Harald Schoen. “An Absolute Majority for the SPD as an Unintended Consequence? The Land Election in Rhineland-Palatinate 2006”. In: German Politics 16 (2007), pp. 264–272.

3Benjamin Höhne and Lasse Cronqvist. “FDP und Bündnis90/Die Grünen: Divergierende Ausgangsbedingungen, Entwicklungs- und Durchsetzungschancen im Landesparteienwettbewerb”. In: Politik in Rheinland-Pfalz. Gesellschaft, Staat und Demokratie. Ed. by Ulrich Sarcinelli et al. Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwissenschaften, 2010, pp. 164–181.

4FDP front runner Herbert Mertin virtually asked the then-leader Guido Westerwelle not to join him on the campaign trail, as this would make matters worse (Reuters, 18.12.2010).

5See e.g. the league tables compiled by the Initiative Neue Soziale Marktwirtschaft (INSM), http://www.bundeslaenderranking.de/.

6Werner Sesselmeier. “Interessenvermittlung im Wirtschafts- und Arbeitsleben: Gewerkschaften und Arbeitgeberinteressen in Rheinland-Pfalz”. In: Politik in Rheinland-Pfalz. Gesellschaft, Staat und Demokratie. Ed. by Ulrich Sarcinelli et al. Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwissenschaften, 2010, pp. 403–413.

7Handelsblatt, 17.07.2011, http://www.handelsblatt.com/politik/deutschland/formel-1-auf-dem-nuerburgring-steht-vor-dem-aus/4402650.html .

8FAZ, 07.07.2011, http://www.faz.net/aktuell/politik/inland/rheinland-pfalz-finanzminister-deubel-tritt-zurueck-1828259.html .

9TAZ, 02.07.2010, http://www.taz.de/!55036/ .

10Uwe Jun and Benjamin Höhne. “Das Parteiensystem in Rheinland-Pfalz”. In: Parteien und Parteiensysteme in den deutschen Ländern. Ed. by Uwe Jun, Melanie Haas and Oskar Niedermayer. Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwissenschaften, 2008, pp. 341–367.

11Incidentally, FDP leader Herbert Mertin sported a very similar beard.

12Frank Saliger. Parteiengesetz und Strafrecht. Tübingen: Mohr Siebeck, 2005.

13Handelsblatt, 19.09.2011, http://www.handelsblatt.com/politik/deutschland/geheimnisverrat-prozess-gegen-cdu-politiker/4622596.html

14Infratest dimap regularly polls the Rhineland-Palatinate electorate on behalf of public broadcaster SWR. See http://www.infratest-dimap.de/umfragen-analysen/bundeslaender/rheinland-pfalz/laendertrend/ for details.

15Like all German states, Rhineland-Palatinate has automatic registration, so that there is no difference between the numbers of eligible and registered voters.

16For many of the larger municipalities, data are also published at the level of smaller administrative subunits (“Stadt- und Gemeindeteile”).

17Arzheimer and Weins, “Zerfallen die sozialstrukturellen Bindungen an die Union – zum Beispiel in Rheinland-Pfalz?”, op. cit.

18Christiane Leidinger. “11 Jahre Widerstand. Frauenwiderstandscamps in Reckershausen im Hunsrück von 1983 bis 1993”. In: Wissenschaft & Frieden 2 (2010), pp. 47–50.

19Matthias Kagerbauer. Die Friedensbewegung in Rheinland-Pfalz. Der Hunsrück als Zentrum des Protests gegen die Nachrüstung. Unpublished MA Thesis. Mainz: University of Mainz, 2008. url: http://www.pydna.de/MagisterarbeitKargerbauer/Magisterarbeit.htm.

20Ruud Koopmans. Democracy from Below. New Social Movements and the Political System in West Germany. Boulder, San Francisco, Oxford: Westview, 1995.

21Höhne and Cronqvist, “FDP und Bündnis90/Die Grünen: Divergierende Ausgangsbedingungen, Entwicklungs- und Durchsetzungschancen im Landesparteienwettbewerb”, op. cit.

22The increase is measured as the difference between their respective shares amongst the eligible voters.

23To safeguard against outliers, the robust MM-estimator was used, which iteratively weighs down unusual observations to reduce their influence on the final estimates. Postestimation checks show that only eight per cent of municipalities were given weights of less than 0.4. All of these were small in terms of their voting age populations, with a median size of 127 eligible voters and a median electorate of 91 voters. Somewhat paradoxically, electoral results are a poor estimate of the underlying distribution of political preferences in these small communities, as a tiny swing of half a dozen voters would show up as large percentage change. Therefore, assigning less importance to findings from these municipalities makes sense conceptually. In line with current practice, (robust) standard errors were calculated for the coefficients, although the cases are not a sample from any large population. The (robust) R2for the model is 0.23.

24This share is calculated according to a complex formula which involves a degree of redistribution but roughly reflects the economic situation of a municipality’s citizens. In the most recent data, this value varies between 27 and 972 Euros, with a mean of 272 Euros and a standard deviation of 69 Euros. Tax receipts were divided by 100 before entering the model to facilitate comparisons and calculations.

25Here, the mean is 20.6 per cent with a standard deviation of 4.2 per cent.

26The Universities of Mainz and Trier and the Technical University of Kaiserslautern are relatively large institutions with 35,000, 15,000 and 12,000 students, respectively. The state’s fourth university is split across two campuses, with about 6,000 students enrolled at Koblenz in the north and about the same number studying at Landau in the south. Mainz, Trier and Kaiserslautern also feature relatively large Polytechnics, with more (mostly smaller) institutions scattered across the state. These have not been coded separately.

27Distance was measured in kilometres plus one between each municipalities centroid and the next university town’s centroid. Adding one before taking logs guarantees that the effect of distance is zero for the university towns themselves, since ln(1)=0.)

28The long-standing debate on the estimation of voter transition matrices has been revived by recent advances in the field of ecological inference (Ioannis Andreadis and Theoodore Chadjipadelis. “A Method for the Estimation of Voter Transition Rates”. In: Journal of Elections, Public Opinion and Parties 19.2 [2009], pp. 203–218). These methods are, however, beyond the scope of this article.

29Alt’s department brings together units from pre-existing ministries. Migration, however, had never before been referred to in the name of a department.

30Hannoversche Allgemeine, 28.12.2010, http://www.haz.de/Nachrichten/Wirtschaft/Niedersachsen/Stahlbauer-Eiffel-aus-Hannover-baut-groesste-Stahlbruecke-Deutschlands .

31Rheinzeitung, 02.05.2011, http://www.rhein-zeitung.de/regionales_artikel,-Rot-Gruen-legt-sich-fest-Die-Hochmoselbruecke-kommt-und-das-Kabinett-steht-_arid,241809.html .

32“Den sozial-ökologischen Wandel gestalten”.

33Reuter Deutschland, 27.02.2011, http://de.reuters.com/article/domesticNews/idDEBEE71Q02A20110227 .

34Interview with dapd, 24.12.2011, http://www.net-tribune.de/nt/node/89118/news/Beck-sieht-Zahl-seiner-potenziellen-Nachfolger-als-Luxusproblem .

35Lemke gave up her seat in the Landtag when she became minister.

36Höfken was a member of the Bundestag from 1994 until 2011, when she gave up her seat to become state minister in Rhineland-Palatinate.

37Information on public offices held is listed on the Landtag’s webpages: http://www.landtag.rlp.de/Abgeordnete/. The duration of Schmidt’s spell on the advisory board (01.07.09-28.01.10) is documented here: http://online.mainz.de/bi/kp0040.php?__cwpnr=3&__cedat=2456839&__cadat=2455014&__cwp=1&__kgrnr=9 .

 

 

Geolocation and voting: candidate-voter distance effects on party choice in the 2010 General Election in England

 

INTRODUCTION

 

The role of geographical distance in candidate evaluations by voters and subsequent vote choice remains one of psephology’s relatively untested hypotheses. Theories of representation would suggest that, in systems where constituency representatives vie for local inhabitants’ support in elections, candidates living closer to a voter should have a greater probability of receiving that individual’s support, other things being equal. Yet, to date there have only been qualitative or inferential, indirect tests of this hypothesis in the UK, and relatively little research on other countries. This has principally been due to insufficient data to allow the measuring of distance from voter to candidate in any meaningful manner.

Advances in open source geographical data and Geographical Information Systems (GIS) software, together with publicly available election data, mean that such hypotheses are now more easily testable. In this paper, we present a first empirical analysis using constituency data from the British General Election of 2010 and the British Election Survey (BES), together with geographical data from Ordnance Survey, to test the hypothesis that candidate distance matters in voters’ choice of candidate. We map constituency residence of Parliamentary candidates and where possible calculate a distance measure to voters sampled by BES living in their constituency.

We find that, in English constituencies, distance between a voter and candidates from the three main parties (Conservative, Labour and Liberal-Democrat) does matter, even when controlling for traditional predictors of voting, such as party feeling and incumbency advantage. This suggests that candidates living closer to their voters enjoy a small but significant electoral advantage over rivals living further afield, and provides further confirmation of previous research which has found that the localism of a candidate matters to voters.

Locality and distance

Why should the relative distance of candidates to voters in a constituency matter? There is very little work specifically testing this hypothesis, and in the UK case, none of it does so directly. We build upon an existing body of research which suggests that a candidate who is more proximate to the constituency, and by extension its voters, will enjoy characteristics which will resonate positively with those voters and which, other things being equal, suggest more effective representation for that constituency.

The most specific test of such a dynamic to date has been in Ireland. In their study of canvassing effects in the 2002 Irish General Election, Gorecki and Marsh (2012) factor in geographical distance between voter and candidate, citing the friends and neighbours hypothesis first posited by Key (1949) and Putnam’s local effect (1966), and find that other things being equal, likelihood of vote does indeed reduce as geographical distance increases. That this should be the case in Ireland but not in the UK would coincide with traditional views of differences between the two systems. As Parker noted, Ireland, with its STV electoral system, represents a particularly propitious case for studying the effects of electoral geography, in apparent contrast to the UK case which “often yield[s] unknown and inaccessible public representatives, who are often voted for merely because they are standing for a particular political party.” (1986: 2)

Broader tests of localism are more common. Johnston’s work on New Zealand local elections found limited evidence of a local effect (1973a: 422) but again surmises that at national elections, “[v]oters are unlikely to cross party lines to support a local candidate” (420). Hypothetical mapping of the distance effect through residential and work location states most clearly a candidate-oriented methodological perspective (Johnston, 1973b: 75). Cox’s seminal work on spatial effects included study of distance effects, such as centre-suburban location of London constituencies (1968), but investigation of his influential concept of “neighbourhood effect” has been more prevalent in the UK, with different studies concluding that social interaction as an effect does not have a significant impact (Curtice, 1995) or precisely that conversations with family and friends will influence individuals as to how they should vote (Pattie and Johnston, 2000). This follows the extensive literature on peer socialisation, opinion leaders and group interests from Lazarsfeld et al’s work onwards (1948, 1954).

Ecological models of vote looking for evidence of distance decay similar to Cox’s neighbourhood effect have been carried out on the American case, in particular testing ‘home state advantage’ (Lewis-Beck and Rice, 1983; Garand, 1988). This builds on Key’s assertion that candidates for state office will do much better in their home counties (Key, 1949). Lewis-Beck and Rice’s work finds that presidential candidates will win a premium beyond their expected vote in their home state, not enormous but sufficient to matter in a close race (1983: 551). They also find that three other key variables mediate this effect – size of state, with smaller states providing opportunity for greater levels of contact, peer networks and knowledge of the candidates; the party affiliation of the candidate, to allow for differential turnout between Democrats and Republicans; and an incumbency effect, with incumbents securing higher turnouts. Garand’s test is more mixed in its outcome, finding evidence of home-state but not of regional advantage (1988: 96), with Democrat candidates seeming to do worse in their home region (1988: 101). Rice and Macht (1987a) consider whether this advantage accrues from otherwise non-voters being mobilised by the local candidate, or by vote-switchers choosing the local against their normal party loyalty, and find that both play their part. Home-stage advantage is sufficiently well established to be used in forecasting models of US presidential elections to factor in the local premium candidates receive (Rosenstone, 1983; Campbell, 1992). Also in the US, Gimpel et al (2008) look at the distance between gubernatorial candidates’ hometowns and other counties in the State, hypothesising that there is a non-linear relationship between distance and trust, and thus to vote, and find at the meso level that this relationship does pertain.

Previous work, then, has not pursued the UK case as a likely example to show a distance effect at work. However, other related approaches to candidate evaluation and voter perceptions suggests this may be an oversight. Research into the so-called ‘politics of presence’ considers the reasons for voters preferring candidates whose profile matches that of their eventual constituents in terms of being ‘local’ as well as other characteristics (Childs and Cowley, 2011; Evans 2011). Johnson and Rosenblatt show, using the British Social Attitudes Survey and Hansard / Electoral Commission Audit of Political Engagement, that relatively consistently across time, voters have identified localness – being from the local area – as one of the most important attribute for their MP to have (Johnson and Rosenblatt, 2007: 166). Other work extends the notion of locality from the individual to the concept of constituency itself and notions of territorial constituencies (Rehfeld, 2005). A much broader literature looks at the supply side of candidate selection by parties in the UK and beyond (Denver, 1988; Pedersen et al, 2007). Rush has looked at the number of MPs with direct constituency connections – not just living in the constituency, but also place of birth, education, public service and so on – and found that the highest levels are found amongst Labour and Liberal Democrat MPs, with much lower levels amongst Conservatives (Rush, 2001; Rush in Childs and Cowley, 2011: 6). In earlier literature, there is some consideration of candidate residence (Katz, 1980; Crewe, 1985). More recent experimental tests of relative salience of candidate characteristics in voter preference have shown that the attribute ‘local’ has a greater differential effect than age, gender or occupation (Campbell and Cowley, 2012).

Research into the ‘personal vote’ provides additional evidence that the localism of a candidate may matter. A candidate who is rooted in the immediate vicinity of his / her voters may be expected to be in a position to carry out eventual constituency service more effectively – public participation is more convenient, surgeries will be less disruptive for the MP, and therefore more productive, during periods away from Westminster, and so on. Largely written off in the past as a marginal activity reaping few rewards in electoral terms, both by politicians and political scientists (Norton and Wood, 1990), an increase in constituency service by MPs saw a revised assessment of its importance in securing a small but significant share of the vote additional to that secured by more standard vote explanations, not least partisanship. Comparative work found evidence of incumbency advantage through ‘constituency attentiveness’ in the British case, although not as strongly as in the US House of Representatives (Cain, Ferejohn and Fiorina, 1984: 115).

There is therefore strong evidence that voters prefer local candidates. In that sense, we are interested in measuring empirically varying localness between the voter and the respective candidates, and as a first step most likely a distance measure. The most obvious loci for measuring relative locality between candidate and voter should be residence. Simply put, if localness matters for the reasons outlined above, then ceteris paribus a voter should prefer a candidate who lives closer to them than one who lives at a greater distance. This is intuitively appealing. As Lewis-Beck and Rice noted, a candidate in closer proximity to a voter will be more likely to be known to some degree ‘personally’ to the voter, can be expected to have similar concerns to the voter at local level, and will see the community resonate with them (1983:552). Johnston endorses the latter two of these arguments – “The candidate wins the voter’s support because a local representative is considered desirable, regardless of party, because he would fight for local causes, or because of the voter’s pride in the local boy and his hope for reflected glory.” (1973: 42) – although he steers away from a widespread effect of personal contact with the candidate due to its limited range.

Distance itself is a complex affair, but one well explored in physical and human geography. Building upon distance as commonly defined, ie. Euclidean distance between two points, geographers have identified more appropriate measures to be used according to context (Gatrell, 1983: 29). ‘Straight-line distance’ or the ‘as the crow flies’ metric is often replaced by taxi-cab, city-bloc metrics or route metrics – road distance covered, for instance. Distance as measured by time, for example using so-called ‘isochrones’, are fundamental to traffic analysis (Clark, 1977). Economic distance sees cost incurred to cover the space between two locations as a key metric (Lowe and Moryadas, 1975). The psychologically informed metric of ‘cognitive distance’, which taps respondents’ estimates of distance between locations, may differ from travel time and Euclidean distance (Canter and Tagg, 1975; MacEachran, 1980). In our study, all these distance metrics may be relevant for how voters are to be placed relative to their Parliamentary candidates.

In social science terms, distance could also be interpreted as indicating a relative position based upon a socio-economic index such as class, relative district wealth or another comparator. The role of social and locational context in determining voting behaviour has been well studied elsewhere, finding voters to be as influenced by their social environment and territorial position as by individual characteristics (e.g.; Johnston et al, 2001). In the context of voting behaviour, relative indicators would be likely to influence electoral choice: we might expect voters to favour candidates with less socio-economic distance between them, in terms of occupational status, residential area or indeed individual prosperity. To ensure that a geographical measure does not unwittingly tap socio-economic distance, then, it is important to control for this possible covariation. Lastly, returning to more commonly held notions of distance, the ‘true’ measure may not be one based upon a ratio scale, but rather a step-change based upon areas of proximity, e.g. ‘my street’, ‘my ward’, ‘my constituency’, ‘a neighbouring constituency’, ‘my region’, and so on.

Empirically, we restrict ourselves here to testing whether simple distance, as an objective proxy for a multiplicity of perceptions of localness, influences the probability of an individual voting for a candidate in an UK general election, other things being equal. Unlike US studies of localism, we do not predicate the distance hypothesis on the strength of local ties that a candidate may have, and the relationship this may have with size of population in the relevant agglomeration (Rice and Macht, 1987b: 450). Of course, local ties will matter, both directly – involvement in the community – and indirectly – perception of ‘localness’ through place of birth, length of residence, and so on. However, such indicators of localness and local involvement are not easily quantified, so we must necessarily leave these to one side.

One potential issue is whether voters know where the candidates live. Collecting survey data to enquire whether an individual knows these addresses would be an unsatisfactory method of tapping this information. A simple ‘yes / no’ response to multiple requests re individual candidates in a survey will not yield data for which we can have confidence in its validity. Asking respondents to give an actual address sets the bar unattainably high. From the perspective of first principles, then, we need to assume that, if voters are aware of where candidates live, and this matters to them, this will be reflected in their likelihood of voting for the candidate.1 We do not expect that voters know the distance to each candidate’s residence. Rather, we wish to see if there is evidence that relative distance of candidates influences the party choice of voters to any degree.

It is certain at least that all voters have the opportunity to be aware of their candidates’ respective residential locations, as these are printed on all ballot papers. Whether voters recall seeing this information, or consciously use it in their selection is unknown – that the information is freely available to every voter is known. With one specificity of the 2010 General Election, which we will consider below, we therefore potentially have a dataset which gives full information for candidates contesting the election.

Data and method

The analysis uses a range of datasets. To map constituency boundaries across England, the open-source OS OpenData Boundary-Line ESRI shapefile is essential. Candidate addresses were collected using the notices of poll published four weeks before the election. All 650 UK constituencies were covered, with notices returned either directly or downloaded from local authority websites. The postcode for each candidate was recorded, where given. It is important here to note that the requirements for statement of residence of the 2010 election were different to previous elections held over the last 140 years, as candidates were not required to record their home address on the notice of poll, and were given the option of stating only their constituency of residence.2 Precise locations of candidate residences were identified using the Code-Point® point data file and GoogleMaps, which provide latitude / longitude coordinates for every GB postcode.

Voter-related data were taken from the short-term in-person panel component of the British Election Survey 2010. For reasons detailed below, we model electoral choices for the three main parties in England as self-reported after the election while controlling for pre-campaign feelings. Northern Ireland had to be excluded ab initio due to an absence of the 2010 constituency boundaries in the necessary ESRI format, while Scotland and Wales were excluded due to having different party choice sets, including significant nationalist parties (the Scottish National Party and Plaid Cymru, respectively).The total sample size of the panel component is 1498. Because of the oversampling of the UK’s smaller nations, restricting the sample to English voters excludes about 23 per cent of the panellists, with self-declared non-voters and voters of smaller parties making up roughly 10 per cent of the remainder, leaving us with 887 cases. These cases represent 146 of the 149 English constituencies that were covered by the BES short-term panel.

We start by considering a simple diagnostic of candidate location – whether they live in their constituency or not. Figure 1 provides a choropleth of English constituencies graded by the number of candidates for the three main parties who live within the constituency boundary. The modal number of main party candidates living in the constituency where they stand is 2 (42 per cent). For 34 per cent of the English constituencies, only one of the main party contenders live within their boundaries. Having none of the candidates living in the constituency is unusual (7 per cent), while 17 per cent of the constituency have three resident main party candidates. These numbers are essentially unrelated to the constituency’s size (r=0.1) or its log size (r=0.13). Moran’s I is 0.06, indicating that there is very little evidence for positive spatial autocorrelation (clustering).3

Candidate locations by constituency

Location of voters is less easily tapped. Whilst we have (almost) complete data for candidates, we need to rely upon survey data to identify the residential location of a small sample of voters. The British Election Study provides the obvious source of data in this regard, but unfortunately – if understandably – it does not provide the full postcode for respondents, only the first letter(s) and digit(s), i.e. the postcode area and district. There are currently roughly 2,900 postcode districts in use in the UK, and almost all of them are far too large to locate voters with any reasonable degree of accuracy.

Fortunately, the BES does provide a code for the respondents’ electoral ward or ‘electoral division’ (in the new Unitary Authorities). The Office for National Statistics’s most recent (December 2010 edition) file lists 7,681 English wards, most of which are rather small. Our 887 respondents live in 271 of these wards. Figure 2 indicates the location of these wards within the 146 constituencies.

Figure 2 about here

Similarly to Gorecki and Marsh in their study of Irish voting (2012), we then use the centroid – the notional centre of balance of a polygon – of each ward to estimate the location of the voter and consequently calculate, using Google Geocoder API, the route distance between this position and the locations of the relevant candidates to generate a set of distances from a voter to each of their three candidates.4 Using centroids instead of the voters’ exact positions introduces some statistical noise into our model, but we believe that the effects are moderate: 50 per cent of our wards cover an area of 4.4 square kilometres or less, with 75 per cent being smaller than just above 13.5 square kilometres. The distribution is, however, heavily skewed to the right: the top five per cent of the wards cover areas between 60.3 and 95.6 square kilometres. We provide a diagnostic test of this effect later.

Ward locations of analytical sample

Lastly, then, we simply wish to look at whether distance between the voter and candidate location has an effect on likelihood of voting for that candidate. Our hypothesis is the following:

Other things being equal, the likelihood of an individual voting for a candidate decreases as distance from the individual’s residence to the candidate’s residence increases.

To test this robustly, we need to include the distance measure in an appropriate model controlling for other standard explanations of vote. Clearly, a fully specified model of vote along the lines of Michigan is not feasible given the analytical sample size. We therefore choose a basic thermometer of party feeling as our key control, hypothesising that all prior causes of vote are likely to manifest themselves through this pseudo-instrument. We use party feeling from before the campaign, to ensure that this is free from campaign effects, band-wagoning from knowing the outcome of the election and other similar biases. We also expect that, prior to the campaign, knowledge of candidates’ residential whereabouts will be at its lowest, with all voters having similar access to this information only at the stage of balloting.5 We do need to acknowledge that voters may well have received information regarding candidates’ localness, or otherwise, in the so-called ‘long campaign’ leading up to the election, where voters are primed with literature detailing localness prior to the campaign proper concentrating on policy issues. This still relatively understudied phenomenon has been noted in particular for continuous Liberal Democrat campaigning, between general and local elections, for example (Cutts, 2006: 75). Within constituency, we would expect uniform levels of information, but are unable to control easily for cross-constituency variation in information. We return to the implications of this ‘long campaign’ in the discussion.

Party feeling covers the majority if not all of the variables squeezed through the funnel of causality. However, given the importance of constituency service to our hypothesis – there may be considerations of effective representation for voters, as well as a sense of shared proximity – we must additionally control for incumbency advantage. If constituency service picks up additional variance beyond the party feeling instrument, this may simply be a function of a sitting MP, irrespective of distance to his / her voters, who has developed a personal vote through such activity. Desposato and Petrocik have shown, through tests using redistricting in the US case, that such an advantage works through constituency service anchoring non-partisan voters, rather than as an automatic ‘bonus’ (2003: 19). We therefore need to control for incumbency to ensure that our distance effect is not confounded by non-distance related anchoring covarying through incumbents living closer to their constituencies.

Similarly to the personal vote, past work on incumbency advantage has disagreed on its effect. Despite consistently stronger partisan foundations to vote than in the US, Cain et al (1987) found evidence of Labour incumbency effects, and increasing importance for incumbency generally (although not at US levels). Following from more robust models of incumbency advantage in the US (e.g. Gelman and King, 1990), Katz and King found that incumbency advantage matters differentially for the main parties in the UK, mattering least for the Conservatives, but that there was no evidence of it increasing in importance (1999: 29-30). Fieldhouse and Cutts more recently found, however, that the Labour party ran significantly stronger campaigns in constituencies with incumbent candidates (2009: 382). Gaines, on the other hand, found incumbency advantage in the UK to be strongest for Liberals – a finding supported by Denver et al (1998) – but with little or no effect for Conservatives or Labour (Gaines 1998; see also Ansolabehere and Gerber 1997 for a discussion of incumbency advantage and its effect on minority parties).

We condition incumbency effect in two ways. Firstly, we control for personal incumbency advantage. Secondly, we include a party incumbency variable, where incumbent candidates have stood down, to test if there is any residual ‘bonus’ which a party receives from having held the seat in the previous legislature, despite the incumbent standing down. Desposato and Petrocik’s rejection of the notion of an automatic bonus in the US case suggests that this variable will not pick up any variance, but we feel it is worth checking anyway for the UK case.

Lastly, we control for socio-economic distance using the English Indices of Deprivation (2010) for voter and candidate location. This composite measure is based on a broad and multi-faceted notion of resources (e.g. adequate access to the job market, housing, education, social conditions etc.) proposed by Townsend in his seminal 1987 paper. While Townsend’s original concept chiefly refers to individual deprivation, it has been usefully applied in small area statistics to capture crucial differences in living conditions between local neighbourhoods.

Building on previous work dating back to the 1990s, the Oxford Institute of Social Policy at the Department of Social Policy and Intervention on behalf of the Department for Communities and Local Government has recently updated the Indices of Deprivation for 32,482 Lower layer Super Output Areas (LSOAs). While the actual calculations are complex (McLennan et al., 2011), the measure essentially aggregates objective information on deprivation across seven domains – income, employment, health, education, housing and services, living environment and crime – into a single figure that can be used to assess the degree of deprivation of a given area.6 LSOAs are very small, homogeneous areas that were specifically constructed for census purposes. On average, just 1500 people live within a LSOA.

For candidates’ residences, their full postcodes uniquely identify the encompassing LSOAs so that the assignment of a deprivation score is straightforward. Electoral wards very rarely correspond to a single LSOA. Therefore, we calculated averages of those LSOAs with whom a ward overlaps, with weights proportional to the sizes of the overlapping areas. The GeoConvert service provided by MIMAS (http://geoconvert.ds.man.ac.uk/) greatly facilitated these calculations.

While many publications focus on the relative rank of a given location (i.e. its place in a league table based on deprivation scores), we look at the differences between voters’ and candidates’ deprivation scores. If voters are selecting candidates on the basis of the similarity in socio-economic status, we would expect there to be a negative association between vote probability and this differential index. Its inclusion is principally to allow for possible covariance between this and geographical distance, consequently we include it in a final step to our model, to see if geographical distance indeed washes out.

We model party support including the above variables using a conditional logit model. Unlike more common binomial and multinomial logit models, the conditional logit model (Long, 1997: 178 ) can estimate effects of alternative-specific variables (i.e. distances between a voter and each candidate). Put differently, we estimate a single coefficient for the effect of distance, but the values of this variable differ within subjects (voters) for each category (party choice) of the dependent variable and are potentially different for each voter, depending on their precise location. Using the Labour candidate as the reference, the model will estimate the likelihood of a Conservative or Liberal Democrat vote, with single control estimates for incumbency, party feeling and driving distance, measured in kilometres. We present three nested models, showing the effects of incumbency when added to the model.

Missing data is a relatively minor problem for our analysis, as we only use four survey variables from the BES panel. Almost all respondents who reported a vote for the three main parties in the second wave also rated them in the first wave. As regards the candidates’ positions, between 78 (Conservative) and 87 (LibDems) per cent of the candidates provided their full addresses on the ballot. We refrained from substituting these missing addresses with the centroid of the respective constituency of residence, because the mean constituency area in our sample is 245 square kilometres. Instead, alternatives where either the pre-campaign rating of the respective party or the address of the respective candidate are missing were excluded from the analysis.7

Analysis

Table 1 Conditional logit model of party support

(1)

(2)

(3)

(4)

Vote
Conservative Party

0.300*

0.378*

0.377*

0.333*

(0.146)

(0.152)

(0.152)

(0.143)

Liberal Democrats

-0.122

0.151

0.140

0.0599

(0.180)

(0.199)

(0.206)

(0.185)

Party Feeling (pre)

0.800***

0.800***

0.802***

0.817***

(0.0575)

(0.0596)

(0.0611)

(0.0612)

(Driving) Distance

-0.00793**

-0.00623**

-0.00621*

-0.00606*

(0.00248)

(0.00240)

(0.00241)

(0.00250)

Incumbency

0.319***

(0.0753)

Incumbent Party

0.180

(0.325)

Incumbent Candidate

0.655***

0.646***

(0.148)

(0.157)

Deprivation Distance

0.000323

(0.0116)

Observations

1810

1810

1810

1788

Pseudo R2

0.472

0.486

0.487

0.491

BIC

720.3

708.8

715.9

701.9

Standard errors in parentheses

*p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001

Table 1 presents the conditional logit model of party distance effect on relative support for the three main parties in England.8 The model includes two constants that capture any differences in the baseline probabilities of voting for the three parties (after controlling for the independent variables). Everything else being equal, a Tory vote is significantly more likely than a vote for Labour, whereas thedifference between the Liberal Democrats and Labour is not significant.

As expected, by far the best predictor for party choice is pre-campaign party feeling. Across the 11-point range, the logit increases by 0.8 for every one-point increase. Note that the model is ‘alternative-specific’, so the thermometer effect is the same for all parties, but for each respondent the direction and intensity of each voter’s feelings are obviously likely to differ across parties. Although relatively small, the driving distance effect is significant, and in the expected direction: as distance between voter and candidate increases, so likelihood of vote for that candidate decreases.

In Model 2, we include incumbency status as a simple index ranging from -1 (non-incumbent) to +1 (incumbent candidate), with the value of 0 representing party-only incumbency. Even after controlling for pre-campaign party feeling, the effect of incumbency is also significant. This is intuitively appealing, the coefficient reflecting the effects of political learning throughout the local campaign, where incumbent candidates will focus on the experience gained during their previous term(s), and their achievements for their constituencies – in other words, constituency service. Again, incumbency status is an alternative-specific variable, i.e. we treat it as a feature of the candidate that has a uniform positive effect, regardless of the candidate’s party affiliation.

Including incumbency status in the model slightly reduces the estimate for the effect of distance. This is due to the fact that incumbent candidates live an average 8.9 kilometres closer to their potential voters, presumably because non-incumbents will often have not moved into the constituency.9

If we unpack incumbency status by replacing the index with two separate dummies, as we do in Model 3, it is easy to see that its effect has nothing to do with a party carrying a constituency. Rather, this is a personal (and strong) effect. Moreover (and most importantly for our research question) controlling for personal incumbency advantage does not reduce the importance of distance. Finally, it is clear from Model 4 that geographical distance is not related spuriously to vote probability through socio-economic distance – indeed, the deprivation index shows no effect whatsoever.10 Apparently, this element of vote choice is being picked up in the party thermometer.

So far, we have demonstrated that personal incumbency and spatial distance have effects on the vote that are consistent across a range of specifications. Up to now, however, we have made two assumptions regarding the functional forms that might be simplistic: that personal incumbency can be treated as dichotomous, and that distance has a linear impact on the logit. After all, the effect of distance could well level out once a threshold value is passed. Similarly, the effect of parliamentary service could peak after two or three terms and possibly even decline after some turning point where voters grow tired of perpetual incumbents.

To test for different functional forms, we first replaced the personal incumbency dummy by a count of each incumbent’s years of continuous parliamentary service. Following the procedure outlined in Royston & Altman (1994), and Royston & Sauerbrei (2008), we then replaced both variables by a series of fractional polynomials and estimated the corresponding models to find each variable’s best-fitting non-linear transformation. However, no transformation significantly improves the model fit, so we retain the original parsimonious specification (Model 4).

We perform one final diagnostic test to check for effect of ward size on the model. Because we are unable to identify precisely where a voter lives, the ward centroid provides an estimator which inevitably introduces random error. Given that a number of principally rural wards are relatively large, we want to ensure this ‘louder’ statistical noise is not biasing our findings significantly. In Table 2, then, we report a reduced sample model including only those voters who live in wards under 65 square kilometres in area.

Table 2 Conditional logit model of party support (only constituencies < 65 square kilometres)

(1)

(2)

(3)

(4)

Vote
Conservative Party

0.259

0.343*

0.338*

0.318*

(0.144)

(0.151)

(0.151)

(0.145)

Liberal Democrats

-0.198

0.0641

0.0436

0.0193

(0.175)

(0.195)

(0.202)

(0.189)

Party Feeling (pre)

0.793***

0.792***

0.794***

0.813***

(0.0575)

(0.0594)

(0.0609)

(0.0607)

(Driving) Distance

-0.00840***

-0.00677**

-0.00675**

-0.00688**

(0.00212)

(0.00212)

(0.00213)

(0.00218)

Incumbency

0.291***

(0.0744)

Incumbent Party

0.0785

(0.319)

Incumbent Candidate

0.606***

0.623***

(0.148)

(0.160)

Deprivation Distance

0.00510

(0.0106)

Observations

1749

1749

1749

1735

Pseudo R2

0.471

0.484

0.484

0.490

BIC

698.0

690.0

696.8

684.6

Standard errors in parentheses

*p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001

It is clear from this table that, whilst the largest wards do introduce some bias into the model, this makes no substantive difference to the findings. Given the political colour of the larger, rural wards, unsurprisingly the Conservative baseline loses significance. However, the driving distance parameter increases in size slightly.

How, then, do these models translate into ‘quantities of interest’, i.e. wins/losses for the parties? One thing that we should keep in mind here is that we are looking at voters for the three main parties only. Moreover, the sample is certainly biased, because we can only look at English panellists who responded to both pre- and post-election waves, to allow us to measure pre-campaign feeling and actual vote, and we have not applied any weighting. In the end, however, we are not interested in levels of vote, but rather in marginal change.

Table 3 Scenarios of vote distribution with variable candidate distance

Conservatives

LibDems

Labour

Party Feeling (pre)

5.493

5.151

4.682

Incumbent Candidate

0.330

0.0602

0.397

(Driving) Distance

25.42

29.46

19.27

Deprivation Difference

9.972

9.195

11.62

Real

53.40

24.57

22.03

Scenario 1

53.52

25.31

21.17

Scenario 2

37.62

33.97

28.40

Scenario 3

60.86

15.08

24.07

Scenario 4

59.52

28.15

12.33

Table 3 provides some simulations of scenarios of three-party competition including candidates based at different distances from the ‘average’ voter. The upper half shows the real distribution of the independent variables, i.e. average feeling for the three parties in the sample, the proportion of respondents for whom the respective candidate/party is the incumbent, average deprivation differential, and the average geographical distance (in km). By and large, candidates are local on average (19-27 km away), and Labour is by far the least popular party. Below the line, the ‘Real’ row shows the expected probabilities of a Conservative/Liberal Democrat/Labour vote, conditional on the distribution of the independent variables.

Scenario 1 assumes that on average, all candidates are equidistant (in this case, local: 26 km away). The impact here is negligible (basically, a minuscule exchange from Labour to Liberal Democrat), which makes sense because on average, candidates are local. Scenarios 2-4 are more interesting. These keep two candidates local (still at 26 km from the voter) while parachuting in the third candidate from 120km away. Such a strategy would cost the Tories 16 percentage points, while the Liberal Democrats (coming from a lower level) would lose only 10. Labour would lose nine. Generally, parties which are not doing well anyway will suffer a little less, while parties that come close to a majority are more affected by marginal changes.11

Overall, then, to answer the question posed by Pedersen et al (2007), “Which candidate will – or should – the local leadership prefer – the local resident/native son or the candidate from outside, the parachutist?”, the evidence indicates that parachuting in outsiders is risky, unless the constituency is very safe.

Discussion

We set out to test whether there is evidence that distance between candidates and voters in UK elections influences vote-likelihood. As a first-principles test of geographical distance, there clearly remain a large number of refinements to be made to the model. However, the findings thus far are clear and appealing. Candidate distance does matter, with voters finding distant candidates less appealing than local ones, even when pre-campaign party feeling and personal incumbency effects are controlled for. This confirms the findings of the Gorecki and Marsh test (2012) but overturns others’ notion that this is an Irish finding that would not replicate in a UK setting. Admittedly, the effect is relatively small. In a safe constituency, residency is not game-changing. In a marginal constituency, however, the small distance effect could prove more decisive. Given we have a number of reasons to believe our model is conservative, this also represents the minimum effect of geographical distance.

Certainly, as our simulations show, local is better. Of course, local is not always possible. Moreover, candidates cannot live close to all voters, particularly in single-member constituencies, unlike multi-member counterparts where candidates can be located strategically. In that respect, our findings do not represent any transforming ‘How To’ for political parties. What they do indicate, however, is that the thus-far largely speculative evidence for the importance of localism bears out in a relatively stringent empirical test of an important aspect to this localism. Voters do have a sense of who is where, and this influences their vote accordingly.

As with research into the personal vote, there is a temptation academically to overlook the small effect of distance. However, as Cain et al noted re the personal vote, “[W]hat is of importance to tenured professors seeking to explain variance, and what is of importance to elected officials seeking to win re-election may not correspond very closely.” (1984: 122). Our model shows that geographical distance does matter to voters. Whilst parties cannot use this information to win constituencies which are otherwise beyond their grasp, ignoring this information in candidate selection, for example, is a certain means of putting a constituency further beyond their grasp. That parties have understood this since the 1960s is clear from Norton and Wood’s work: “The position changed significantly in the 1960s. New Members were increasingly expected by local parties to live in their constituencies […] some would-be candidates failed to secure adoption because they disclaimed knowledge of the locality.” (1990: 197-8). In that sense, our contribution is important because it is the first robust test of the distance hypothesis that does not rely upon voter or MP perceptions, and includes all mainstream candidates, successful or otherwise.

Our findings also suggest a paradox in political elite behaviour. On the one hand, the locating of candidates in constituencies, and the importance accorded to knowledge of localness by parties in the ‘long campaign’, demonstrate that party leaderships are aware that such considerations matter to voters. Even if such awareness only results in lip service being paid to candidate presence in the constituency, this still indicates a conviction that not to play the local card may jeopardise their electoral fortunes. Yet, simultaneously, MPs prior to the 2010 election precisely voted to remove the obligatory indication of addresses on the ballot paper. Constituency of residence is still given, providing a level of geographical information, but nevertheless this represents a step in the wrong direction, away from a cognitive link between candidate and voter through awareness of the former’s location within the neighbourhood.

The next step in refining the model is to refine the definition of ‘local’. As the research by Childs, Campbell, Cowley and others has shown, voters do gravitate to someone local, but this is not merely tapped by someone’s residence. Place of birth, regional identity and other dimension of localness all matter. Some of these are potentially, if arduously, quantifiable, and may indeed matter more than geographical distance. Distance also needs refining. Other socio-economic differences, beyond those tapped by a deprivation index, may colour voter perceptions of candidates. If addresses do register with voters when they look at the ballot paper, individual streets within wards may matter just as much. Again, such nuances are quantifiable, and indeed work on social delineations and economic geography are common in sociology and human geography, if less developed to date in political science. There is a good deal further work to be done to refine a distance test to check that it belongs in a ‘full model’ of voting. However, that work appears to be worth the candle in the UK cases on the basis of the first cut of the data.

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Acknowledgements

Thanks to Will Jackson for his work on collecting the notice of poll data, and Eva Frischmann, David Hammann and Paul Ruenz for their work on collecting incumbency data. Thanks also to Philip Cowley, David Denver, Ron Johnston, Charles Pattie, Michael Thrasher and Jonathan Tonge who commented on previous versions of the paper. We also acknowledge the support of the Faculty of Arts, Media and Social Sciences of the University of Salford which provided the pilot-funding to carry out the data collection.

 

1 This also addresses the issue of candidates who rent properties close to or in the constituency for the duration of the election, and list this as their residence. Assuming such practices occur close to the constituency – candidates would be unlikely to rent at a distance – this will inevitably bias our model, but by rendering it more conservative. If anything, we will underestimate the importance of geographical distance on this basis. Ideally we would be able to control for ‘true’ residence, but the available data do not allow this.

2 Consultation on the publication of candidates’ addresses at UK Parliamentary elections was held at the end of 2008 (Consultation Paper CP(L) 30/08) and a clause added to the Political Parties and Elections Bill in March 2009 allowing candidates to withhold their full address on their nomination paper, and instead identify their residential constituency (SN/PC/05004). A new and confidential ‘home address form’ now accompanies the nomination paper.

3Moran’s I was calculated for contiguity neighbours, with weights scaled so that they sum up to unity for each constituency. The Isle of Wight (which is a Westminster constituency) was excluded, because it has no neighbours. The difference between the Moran statistic and its expected value (-0.002) is statistically significant, but of little substantive interest.

4 As discussed in the theoretical section, there are potentially a number of ways of calculating the distance between two points, the three most common being straight-line distance, route distance and time travelled. We calculated all three for each distance. However, given there was a very high correlation between all three (Pearson’s r > 0.90) we use distance by car, as we believe that this comes closest to the psychological rationale that voters might employ when – if – thinking spatially.

 

5 Those opting to cast their ballot by post do potentially have much longer to consider ballot-paper information, and indeed to trawl for more candidate information, than a voter going to the polling station.

6 The index gives more weight to Income and Employment Deprivation than to other domains (McLennan et al., 2011, 18).

7This alternative-wise deletion does not necessarily imply that the whole case is lost: If the voter reported a vote for one of the remaining candidates and if information on these alternatives is complete, this choice still contributes to the likelihood function.

8 The n is higher than the number of respondents, because in the alternative-specific perspective, every choice for or against a given candidate is an observation, while the calculation of standard errors reflects the “nesting” of choices within persons. We further correct the standard errors upwards to account for the nesting of voters within constituencies with the same set of candidates. This is roughly equivalent to specifying an even more complex conditional logit multi-level model.

9 While the median distance for incumbents and non-incumbents are almost identical, the proportion of candidates who live far (more than 45 km) away from their (prospective) constituents is roughly three times higher for non-incumbents.

10To protect the privacy of citizens living in sparsely populated areas, deprivation indices are not published for a small number of LSOAs. Therefore, the number of observations is slightly smaller for model 4. This reduction of sample size is less pronounced in table 2, because very large wards contain more of these problematic LSOAs.

11This differential impact is a consequence of the models inherent non-linear structure. Because probabilities are restricted to the unit interval, the negative impact of distance cannot grow without bounds.