Im Osten nichts Neues? Die elektorale Unterstützung von AfD und Linkspartei in den alten und neuen Bundesländern bei der Bundestagswahl 2021

Einleitung und Fragestellung

Die letzte Volkskammerwahl und die ostdeutschen Landtagswahlen von 1990, spätestens aber die erste gesamtdeutsche Bundestagswahl vom Dezember 1990, markieren den Beginn der wissenschaftlichen Auseinandersetzung mit Ost-West-Unterschieden im Wahlverhalten der Deutschen (siehe z.B. Kaltefleiter und Lübcke 1991; Eckstein und Pappi 1994; Falter 1995). Bereits in den frühen 1990er Jahre war die Vorstellung, dass Ost- und Westdeutsche zwei getrennte Elektorate bilden, fest etabliert (siehe z.B. Dalton und Bürklin 1995), und ab der Bundestagswahl von 2002 enthielt jeder Band der vorliegenden Reihe ein Kapitel, das sich ausschließlich mit den Differenzen zwischen diesen beiden Gruppen befasst (Arzheimer und Falter 2005, 2013; Kaspar und Falter 2009; Arzheimer 2016, 2021).

Die Gründe für dieses konstante Interesse liegen auf der Hand. Von ihren offensichtlichen politischen Konsequenzen abgesehen sind die nunmehr seit drei Jahrzehnten zu verzeichnenden Ost-West-Differenzen erstens Ausdruck der anhaltenden regionalen Ausdifferenzierung des deutschen Parteiensystems (Hough und Jeffery 2006; Niedermayer 2009; Wagner 2022). Sie werden zweitens als Resultat unterschiedlicher politischer Kulturen in den beiden Großregionen betrachtet (exemplarisch: Pollack und Pickel 2000) und dabei drittens oft als Gradmesser für den Stand der “inneren Einheit” Deutschlands verstanden (siehe zuletzt Woyke (2021); weitere Beispiele nennt Mannewitz (2016, S. 232–233)).

Letztere Interpretation erscheint aus mehreren Gründen überzogen. Zum einen sind nicht alle Variationen im Wahlverhalten auf Unterschiede in der Politischen Kultur zurückzuführen. Zum anderen sind — gerade in einem föderalen System — nicht alle politisch-kulturellen Unterschiede als problematisch zu betrachten (so bereits Veen 1997). Empirisch bestehen außerdem von jeher beträchtliche Differenzen im Wahlverhalten innerhalb beider Großregionen, die sich am auffälligsten in der Sonderrolle Bayerns bzw. der CSU innerhalb der alten Länder zeigen (Pappi und Shikano 2003).

Trotzdem stellt sich selbstverständlich auch anlässlich der neunten gesamtdeutschen Bundestagswahl im mittlerweile vierten Jahrzehnt nach der Wiedervereinigung die Frage, ob sich weiterhin regional spezifische Muster des Wahlverhaltens erkennen lassen, wo deren Ursachen liegen, und welche Parteien davon profitieren können.

Dieser Artikel gehört zu einer Serie von Beiträgen über die politischen Ost-West-Unterschiede in Deutschland

Bereits zum Zeitpunkt der dritten gesamtdeutschen Bundestagswahl (1998) hatte sich diesbezüglich in der Forschung eine stark stilisierte Vorstellung vom spezifisch ostdeutschen Wahlverhalten herausgebildet (siehe z.B. Arzheimer und Falter 1998), die bis heute die Diskussion prägt: verglichen mit ihren westdeutschen Landsleuten neigten Ostdeutsche häufiger zur Nicht- und Wechselwahl, orientieren sich stärker an Themen und Kandidaten und gaben den “Bonner Parteien” (und hier vor allem den Grünen) seltener ihre Stimme. Dafür erzielten die PDS/Linke und gelegentlich auch die Parteien am rechten Rand deutlich bessere Ergebnisse als im Westen.

Diese Differenzen im Verhalten wurden auf ebenso stark stilisierte Unterschiede bei den politischen Einstellungen zurückgeführt: eine geringere Verbreitung von Parteibindungen, ein höheres Maß an politischer Unzufriedenheit, eine stärkere Nachfrage nach Sozialleistungen und staatlichen Eingriffen in die Wirtschaft sowie ein höheres Maß an Nativismus. Als Ursachen für diese Einstellungsunterschiede wurden in der Literatur vor allem strukturelle Gründe angeführt. Neben dem vielfältigen Vermächtnis der DDR und den sozialen, ökonomischen und kulturellen Verwerfungen des Vereinigungsprozesses wurden vor allem die organisatorische Schwäche von Parteien, Kirchen und Gewerkschaften genannt. In der Summe wurde das Wahlverhalten in Ostdeutschland zu dieser Zeit oft als erklärungsbedürftige Abweichung von “westdeutschen Standards” (Weins 1999, S. 48–49) betrachtet, die sich im Lauf der Zeit voraussichtlich abschwächen würde.

Schon bald nahm die Forschung aber alternative oder zumindest komplementäre Mechanismen in den Blick. Durch Dealignment-Prozesse im Westen (Dassonneville et al. 2012; Arzheimer 2006, 2017; Dalton 2014), den langsamen Niedergang von Kirchen und Gewerkschaften auch in dieser Region sowie nicht zuletzt durch den Generationswechsel, so die Überlegungen, könnte es zu einer umgekehrten Form der Konvergenz kommen (Wagner 2022), bei der der Osten zum Vorbild für westdeutsches Wahlverhalten avanciert. Empirisch hat sich jedoch seit der Jahrtausendwende in dieser Hinsicht kein klares Bild ergeben. Zwar hat sich einerseits das westdeutsche Wahlverhalten (weiter) flexibilisiert. Zugleich bestanden und bestehen aber die bekannten Unterschiede in der Wahlbeteiligung und vor allem in der Parteienwahl fort (Abedi 2017).

Inzwischen hat sich allerdings der Schwerpunkt der politischen und wissenschaftlichen Diskussion von der Linken hin zur AfD verlagert, die seit 2013 in den ehemals neuen Ländern überdurchschnittlich erfolgreich war und ist (Weisskircher 2020; Pesthy et al. 2020; Hansen und Olsen 2022; Arzheimer 2023; Betz und Habersack 2019). Die Linke hingegen kämpft seit langem mit inneren Konflikten und hat zusehends an Attraktivität verloren (Träger 2020). Spätestens seit der Bundestagswahl 2017 stellte sich deshalb die (für diese Wahl noch zu verneinende) Frage, ob die AfD die Linke als ostdeutsche Regionalvertretung ablösen kann.

Die Beantwortung dieser Frage ist nicht trivial, da es sich bei AfD und Linker definitiv nicht um Regionalparteien (Brancati 2007) handelt, die nur in einem bestimmten Gebiet (hier: Ostdeutschland) aktiv sind und sich mit Themen beschäftigen, die nur dieses Gebiet betreffen. Es ist jedoch möglich, Kriterien zu benennen, aus deren Erfüllung sich ein besonderer Regionalvertretungsanspruch ableiten ließe: (1) eine überproportional starke Stellung, die sich (2) partiell durch Einstellungen erklären lässt, die in der Region besonders verbreitet sind sowie (3) ein darüber hinausgehender Regionaleffekt, der auch dann erhalten bleibt, wenn für regionale Unterschiede in den Einstellungen und in der Zusammensetzung der Bevölkerung kontrolliert wird (Arzheimer 2021, S. 62).

Vor diesem Hintergrund analysiert der vorliegende Beitrag zunächst ähnlich wie seine Vorgänger das Wahlergebnis von 2021 in Ost-West-Perspektive, um sich dann der Frage nach Unterschieden im Wahlverhalten zuzuwenden. Im Zentrum steht dabei wie schon bei der Bundestagwahl 2017 die Frage, ob sich die überproportionalen Erfolge von Linkspartei und AfD in den neuen Ländern durch Einstellungsunterschiede erklären lassen und ob eine oder beide Parteien von einem darüber hinausgehenden “Ost-Bonus” profitieren können. Während die Bundestagswahl 2017 noch im Schatten der sogenannten Flüchtlingskrise stand, wurde die Wahl 2021 von der Pandemie und den gesellschaftlichen Konflikten um ihre Bekämpfung überlagert. Diese wurden oft in Zusammenhang mit einer größeren Kontroverse um “kulturelle” Themen gestellt, die auch eine Ost-West-Dimension hat. Um den besonderen Umständen der Bundestagswahl 2021 Rechnung zu tragen, wurden deshalb neben den bereits früher berücksichtigten Grundüberzeugungen einige weitere Einstellungen mit in die Analyse einbezogen. Im Ergebnis zeigt sich, dass mittlerweile beide Parteien über einen Ost-Bonus verfügen. Bei aller gebotenen Vorsicht deutet dies darauf hin, dass sich die Stellung der AfD in den neuen Ländern verfestigt hat und diese nun ebenfalls als Regionalvertretung gelten kann.

Das Ergebnis der Bundestagswahl 2021

Das Wahlergebnis in Ost-West-Perspektive

Für die Analyse von Ost-West-Unterschieden im Wahlverhalten hat sich eine Maßzahl etabliert, bei der es sich letztlich um eine Variante des bekannten Pedersen-Index (Pedersen 1983) handelt. Während dieser zum Vergleich von Wahlergebnissen über die Zeit dient, vergleicht der “Index regionaler Unterschiede” (Arzheimer und Falter 2005) das Wahlergebnis in den alten Ländern einschließlich West-Berlins mit dem Resultat in den neuen Ländern einschließlich des Berliner Ostens. Um dabei auch Abweichungen in der Wahlbeteiligung erfassen zu können, wird auf die Zahl der Wahlberechtigten prozentuiert. Anschließend werden für alle im Bundestag vertretenen Parteien die absoluten Ost-West-Differenzen aufsummiert und das Ergebnis durch zwei geteilt. Die Stimmen für alle “sonstigen” Parteien werden dabei zu einer einzigen Pseudo-Partei zusammengefasst. Auch die Gruppe der Nichtwählerinnen und Nichtwähler wird wie eine Partei behandelt.

Index regionaler Unterschiede im Wahlverhalten, 1990-2021

Abbildung 1: Ost-West-Unterschiede im Wahlverhalten 1990-2021

Das theoretische Maximum des Index liegt bei 100. Empirisch wurden in der Vergangenheit Werte zwischen 14.2 (Bundestagswahl 1990) und 21.6 (Bundestagswahl 1998) erzielt. Bei der Bundestagwahl 2021 erreicht der Index einen Wert von 17.4 Punkten und liegt damit wie bei der Bundestagwahl 2013 wieder etwas unterhalb des Medians von 19.6, der in Abbildung 1 durch die gepunktete Linie markiert ist. Gemessen an den sehr hohen Werten, die Mitte und Ende der 1990er Jahre zu beobachten waren, haben sich die aggregierten Ost-West-Unterschiede also etwas abgeschwächt. Absolut betrachtet sind diese Unterschiede aber auch bei der Bundestagswahl 2021 beträchtlich.

Interessant ist neben dieser Gesamtbetrachtung auch, durch welche Differenzen im Wahlverhalten die jeweiligen Index-Werte zustande kamen. Zwischen 1994 und 2013 waren hier an erster Stelle die Unterschiede in der Unterstützung von PDS bzw. Linkspartei zu nennen, die sich in dieser Zeit stets im zweistelligen Prozentpunktebereich bewegten. Hinzu kamen die im Osten meist deutlich niedrigere Wahlbeteiligung und das bedeutend schwächere Abschneiden der Union, vor allem bei den Wahlen von 1998 bis 2005.

Bereits bei der Bundestagwahl 2017 zeichneten sich hier jedoch zwei bemerkenswerte Veränderungen ab: Die AfD erzielte damals vor allem in Ostdeutschland enorme Zugewinne. Damit überflügelte sie auch dort die Linke, die in den neuen Ländern deutlich an Rückhalt verloren hatte, während sie im Westen wieder etwas Boden gutmachen konnte.

Dieses neue Muster hat sich 2021 noch verstärkt: die AfD hat im Osten nur minimal, im Westen aber erkennbar an Zustimmung verloren. Wie bei der vorangegangenen Wahl ergibt sich daraus die über alle Gruppen von Wählenden größte Ost-West-Differenz von nunmehr 8.9 Punkten. Damit ist die AfD für rund ein Viertel des Gesamtunterschiedes zwischen beiden Regionen verantwortlich. Zugleich verliert die Linke in den neuen Ländern fast die Hälfte ihrer Unterstützung und muss damit ihr dort bisher schlechtestes Ergebnis hinnehmen. Trotz der deutlichen Verluste auch in den alten Ländern sinkt damit die Differenz zwischen beiden Ergebnissen auf nur noch 4.8 Punkte — das ist der niedrigste Wert, der hier jemals zu verzeichnen war.

Wie die Linkspartei muss auch die Union im Osten noch etwas stärkere Verluste hinnehmen als im Westen, woraus eine Differenz von 7.3 Punkten resultiert. Dies ist der höchste Wert seit 2005. Fast spiegelbildlich ist hingegen die Entwicklung bei den Grünen. Diese erzielen 2021 in den neuen Ländern ihr bislang bestes Ergebnis, zugleich waren ihre Gewinne im Westen aber so groß, dass sich für die Partei die bisher größte Ost-West-Lücke (5.7 Prozentpunkte) in ihren Wahlergebnissen öffnet.

Gemessen an diesen Unterschieden sind die Differenzen im Abschneiden der SPD, der FDP, der (in der Summe recht starken) sonstigen Parteien und in der Wahlbeteiligung vergleichsweise gering. Im Falle der SPD verbergen sich hinter der Differenz von lediglich 2.3 Punkten aber ein respektabler (3.2 Punkte) Anstieg im Westen und enorme Zugewinne von 7.6 Punkten im Osten.

Pedersen-Index getrennt nach Ost- und Westdeutschland, 1990-2021

Abbildung 2: Pedersen-Index getrennt nach Großregionen, 1994-2021

Diese Betrachtung der Ost-West-Unterschiede deutet bereits auf eine wiederum beträchtliche Aggregatvolatilität im Wahlverhalten hin. Zu deren Bestimmung wurde für beide Regionen getrennt der eigentliche Pedersen-Index berechnet. Dieser entspricht der untereren Schranke für individuelles Wechselwahlverhalten.1

Abbildung 2 bestätigt hier das schon von den letzten Bundestagswahlen bekannte Bild. Im Westen bewegt sich die Aggregatvolatilität seit der Bundestagwahl 2009 zum vierten Mal in Folge deutlich über dem Niveau, das während der Phasen der Umstrukturierung des Parteiensystems zu Beginn der 1970er und dann während der 1980er Jahre erreicht wurde. Verantwortlich dafür sind in erster Linie die Verluste von Union und Linkspartei und die Zugewinne von Grünen und SPD. Nur einmal, nämlich zwischen den Bundestagwahlen von 1949 und 1953, kam es in den alten Ländern mit knapp 16 Punkten zu einer noch größeren Verschiebung.

Zugleich war in den neuen Ländern bei der Bundestagswahl 2021 aufgrund ähnlicher Muster mit 14.6 Punkten ein Wert zu verzeichnen, der nur geringfügig unter der Vergleichsgröße für 2017 (15.3 Punkte) liegt und damit die bereits sehr hohen Werte aus den 1990er Jahren erneut deutlich übertrifft. Von einer Annäherung kann daher insofern die Rede sein, als sich die Aggregatvolatilität in beiden Großregionen auf historisch hohen Niveaus bewegt. Mit Ausnahme der Bundestagswahl 2009 war der Osten dem Westen dabei jedoch stets voraus.

Das Abschneiden von AfD und Linkspartei auf subnationaler Ebene

Zum zweiten Mal nach 2017 hat der Bundeswahlleiter die Ergebnisse aus den knapp 95000 Wahlbezirken in maschinenlesbarer Form zur allgemeinen Verfügung gestellt und damit neue Möglichkeiten für sehr feingliedrige Analysen eröffnet.2 Dabei sind jedoch einige Einschränkungen zu beachten. Anders als die Wahlkreise dienen die Wahlbezirke nicht der territorialen Repräsentation, sondern lediglich der Organisation des Wahlaktes auf lokaler Ebene. Sie werden deshalb innerhalb der Vorgaben der Bundeswahlordnung von den kommunalen Wahlbehörden entsprechend der Bedürfnisse vor Ort eingerichtet. Dies hat u.a. zur Folge, dass keine bundesweite Systematik zu ihrer Benennung existiert und im Falle von Urnenwahlbezirken die Adresse des zugehörigen Wahllokals den übergeordneten Stellen nicht bekannt ist.3 Die Ergebnisse aus den Wahlbezirken können deshalb einen Eindruck von der Variabilität des Wahlverhaltens innerhalb der Wahlkreise vermitteln, lassen aber nur bedingt Rückschlüsse darauf zu, wo genau diese Variabilität auftritt.

Ergebnisse aus Briefwahlbezirken sind zudem von einem weiteren Problem betroffen: welche und wie viele Bürgerinnen und Bürger hier wahlberechtigt sind, ist nicht vorab bekannt. Vielmehr wird die Wahlberechtigung erst am Wahltag selbst durch die Prüfung des beigelegten Wahlscheins festgestellt.4 Deshalb ist es hier nicht möglich, wie sonst üblich auf die Zahl der Wahlberechtigten zu prozentuieren und dadurch die tatsächliche Mobilisierungsleistung der Parteien sichtbar zu machen. Zugleich wäre es problematisch, die Briefwahlbezirke aus den Analysen auszuschließen, da 2021 fast die Hälfte der gültigen Zweitstimmen per Briefwahl abgegeben wurden. Die folgenden Analysen beziehen sich deshalb auf die Anteile von AfD und Linkspartei an den gültigen Zweitstimmen. Um extreme Werte aufgrund sehr kleiner absoluter Zahlen zu reduzieren, wurden vorab 3031 Stimmbezirke ausgeschlossen, in denen weniger als 100 gültige Zweitstimmen abgegeben wurden. Dies sind 3.2 Prozent der Wahlbezirke, für die Ergebnisse ausgewiesen wurden, bzw. 0.5 Prozent der gültigen Zweitstimmen.

Abbildung 3: Anteile von AfD und Linke an den gültigen Zweitstimmen in 91217 Wahlbezirken nach Region und Bundesländern

Abbildung 3 zeigt die Verteilung der Stimmenanteile als Boxplots, getrennt für beide Parteien in den 16 Bundesländern der beiden Großregionen. Die durchgezogene Linie innerhalb der jeweiligen Box entspricht dabei dem Median, die Box selbst markiert die beiden mittleren Quartile, bei den Punkten handelt es sich um Ausreißer. Dabei sind einige interessante Muster zu erkennen, die sich in ähnlicher Form auch 2017 gezeigt haben.

Zunächst ist festzuhalten, dass für beide Parteien das jeweilige Median-Ergebnis in den fünf ostdeutschen Flächenländern deutlich über den entsprechenden Werten für den Westen liegt. Eine Sonderstellung nimmt das Land Berlin ein, in dem die Linkspartei deutlich besser abschneidet als in den fünf neuen Ländern, während die AfD dort ebenso deutlich schlechtere Ergebnisse erzielt. In Berlin und (weniger klar) auch in Hamburg ist die Linkspartei dabei stärker als die AfD. In den übrigen Ländern liegt die AfD vor der Linken. In allen und insbesondere auch in den ostdeutschen Flächenländern ist dieser Abstand recht ausgeprägt: das untere Quartil der AfD-Unterstützung liegt hier jeweils über dem oberen Quartil der Unterstützung für die Linke. Mit anderen Worten: die AfD erzielt in den Wahlbezirken, in denen sie relativ betrachtet am schlechtesten abschneidet, Ergebnisse, die sich in etwa auf dem Niveau der größten Erfolge für die Linke bewegen.

Zweitens lässt sich anhand der jeweiligen Mediane auch gut die Streuung der Ergebnisse innerhalb der beiden Großregionen beurteilen. Bemerkenswert sind hier zunächst die enorm guten Resultate der AfD in den Ländern Thüringen und Sachsen: Die AfD erreicht hier in jeweils der Hälfte der Wahlbezirke noch bessere Ergebnisse als in 75 Prozent der Wahlbezirke von Brandenburg, Mecklenburg-Vorpommern und Sachsen-Anhalt. Ein ähnliches Gefälle ist (wenngleich auf deutlich niedrigerem Niveau) auch in den alten Ländern zu verzeichnen. Hier ist die AfD in Bremen, Hamburg, Niedersachsen, Nordrhein-Westfahlen und Schleswig-Holstein erkennbar schwächer als in den südlicheren Ländern. Die Linke hingegen ist jenseits von Berlin im Osten vor allem in Mecklenburg-Vorpommern und in Thüringen vergleichsweise gut aufgestellt. Im Westen erzielt sie in den Stadtstaaten und dem Saarland im Mittel deutlich bessere Ergebnisse als in den Wahlbezirken der übrigen Länder.

Drittens und letztens zeigt die Höhe der Boxen, die dem Interquartilsabstand entspricht, dass — von den Stadtstaaten Berlin und Hamburg einmal abgesehen — die Ergebnisse der AfD stärker streuen als die der Linken. Bei aller gebotenen Vorsicht deutet dieses bereits von der Bundestagswahl 2017 bekannte Ergebnis auf eine Form der räumlichen Polarisierung innerhalb der Flächenländer hin: überall gibt es Nachbarschaften, Stadtviertel oder sogar Regionen, wo die AfD weit überdurchschnittliche Erfolge erzielt, während sie an anderen Orten im selben Bundesland oder sogar in derselben Gemeinde kaum reüssieren kann. Exemplarisch lässt sich dies an der sächsischen Landeshauptstadt Dresden zeigen: In den fünf Prozent der Wahlbezirke, in denen die Partei am schlechtesten abschnitt, erreichte sie Werte zwischen 1.2 und 5.1 Prozent der gültigen Stimmen. In ihren Hochburgen in Stadt und Umland konnte sie hingegen zwischen 35.1 und 43.7 Prozent der Zweitstimmen gewinnen.5

Lokale Hochburgen (Wahlbezirke) von AfD und Linke bei der Bundestagswahl 2021

Abbildung 4: Lokale Hochburgen (Wahlbezirke) von AfD und Linke bei der Bundestagswahl 2021

Aufschlussreich ist abschließend auch der Blick auf die absoluten Hochburgen der Parteien. Die 150 Wahlbezirke mit den höchsten Stimmenanteilen für die AfD — zwischen 45.2 und 61.9 Prozent — liegen alle in den östlichen Bundesländern und dort vornehmlich in Brandenburg (12), Thüringen (33) und Sachsen (101), wo sie sich auf 110 zumeist kleine bis sehr kleine Gemeinden verteilen. Die absoluten Hochburgen der Linkspartei, in denen sie zwischen 24.8 und 45.7 Prozent der gültigen Stimmen erhalten hat, liegen vor allem in Berlin (81), Sachsen (39) und Hamburg (12) und verteilen sich auf insgesamt nur 16 Gemeinden. Mit Ausnahme von Ludwigsfelde (bei Potsdam) und der Gemeinde Südliches Anhalt handelt es sich dabei ausschließlich um Groß- bzw. Hochschulstädte. Überspitzt könnte man sagen, dass die AfD mit der Bundestagswahl 2021 noch stärker als zuvor zur Partei der mitteldeutschen Dörfer, Klein- und Vorstädte geworden ist. Die Linke hingegen kann sich in Ostdeutschland momentan noch auf ein eher städtisches Milieu stützen, hat aber weiter an Bedeutung verloren. Von der Westausdehnung sind ihr einige Brückenköpfe geblieben, in der Fläche spielt sie keine Rolle (mehr).

Die Wahlentscheidung zugunsten von AfD oder Linkspartei auf der Mikro-Ebene

Analyserahmen und Hypothesen

Wie oben dargelegt werden die Ost-West-Unterschiede im Wahlverhalten in der Literatur primär durch Einstellungsunterschiede erklärt, die ihrerseits auf Unterschiede in den Sozialisations- und Lebensbedingungen vor und nach der Wiedervereinigung zurückgeführt werden (klassisch: Westle 1994). Im Zentrum des wissenschaftlichen Interesses stand dabei über Jahrzehnte der Zusammenhang zwischen dem in den neuen Ländern weiter verbreiteten Wunsch nach Umverteilung und staatlichen Eingriffen in die Wirtschaft und der Wahl der Linken bzw. der PDS.

Seit ihren ersten Landtagswahlerfolgen im Osten ab 2014 und noch einmal verstärkt seit der Bundestagswahl 2017 hat darüber hinaus die Frage an Bedeutung gewonnen, wie sich das überproportional gute Abschneiden der AfD in den neuen Ländern erklären lässt. Dabei zeigte sich, dass die größere Verbreitung nativistischer und populistischer Einstellungen die Ost-West-Unterschiede zu einem großen Teil oder sogar ganz erklären konnte (Arzheimer 2021; Pesthy et al. 2020; Hansen und Olsen 2018), während die Linkspartei nach wie vor von einem genuinen Ost-Bonus profitierte.

Seit 2017 hat sich die politische Situation für beide Parteien jedoch noch einmal verändert. In der Linken erreichte der Konflikt um die Position der Partei zu Immigration und anderen “kulturellen” Themen wie z.B. dem Bemühen um eine diskriminierungsarme Sprache oder die Unterstützung für die Schwarzen in den USA einen neue Höhepunkt, als Sahra Wagenknecht weniger als ein halbes Jahr vor der Wahl ein Buch veröffentlichte, in dem sie die “selbstgerechten” “Lifestyle-Linken” innerhalb und außerhalb der eigenen Partei attackierte. Zugleich rückte die Linke mit ihrem Bundestagwahlprogramm etwas stärker in Richtung Mitte, während die SPD versuchte, sich von der Agenda-Politik zu lösen und das Thema der sozialen Gerechtigkeit für sich zurückzugewinnen. Die für die elektorale Unterstützung der Linkspartei wichtige Kluft zwischen beiden Parteien hat sich damit erkennbar reduziert (Olsen und Hansen 2022).

In der AfD wiederum geriet der (westdeutsche) Co-Parteichef Jörg Meuthen, einer der letzten prominenten Vertreter der wirtschaftsliberalen und vermeintlich gemäßigten Strömung innerhalb der Partei, immer mehr in die Defensive. Zwar wurde das im Osten besonders starke “Flügel”-Bündnis formal aufgelöst und einige seiner Vertreter aus der Partei ausgeschlossen. Der Einfluss des Thüringer Parteichefs Björn Höcke, einer der prominentesten Anführer des Flügels, nahm jedoch während der 19. Legislaturperiode weiter zu. Alle Versuche Meuthens, Auftreten und Ideologie der Partei umzugestalten, um eine Beobachtung durch den Verfassungsschutz nach Möglichkeit zu vermeiden, blieben daher vergebens. So war es wenig überraschend, dass der Parteitag im April 2021 Meuthens (ökonomisch rechte) Vorschläge zu einer Rentenreform aus dem Programm strich und die Basis einen Monat später gegen Meuthens Wünsche Tino Chrupalla und Alice Weidel zu Spitzenkandidaten für die Bundestagswahl bestimmte. Auch in der Frage des Umgangs mit Corona-Leugnern und sogenannten Querdenkern konnte Meuthen sich nicht durchsetzen: Gegen den erklärten Wunsch des Co-Vorsitzenden versuchte die Partei sich seit dem Sommer 2020 an die Spitze dieser (wiederum in Ostdeutschland besonders starken) Bewegung zu setzen.

In der Summe lässt sich also erstens festhalten, dass es innerhalb beider Parteien einen Konflikt über die Position auf der jeweils nicht-dominanten Policydimension gibt, auch wenn dieser für die Parteimitglieder vermutlich wichtiger ist als für die Wählerinnen und Wähler. Zweitens stehen beide Parteien zumindest einigen Aspekten der bundesdeutschen Demokratie sehr kritisch gegenüber und werden als populistisch eingestuft (z.B. Olsen 2018). Drittens ist die Corona-Pandemie für die AfD zu einem wichtigen Thema geworden und hat im weiteren rechten Lager zumindest kurzfristig die Idee einer “Querfront” gegen das Establishment wiederbelebt.

Vor diesem Hintergrund bietet es sich an, das in der Vergangenheit verwendete sparsame Modell zur Erklärung der Wahl von AfD und Linkspartei um einige wenige Indikatoren aus dem aktuellen Frageprogramm der GLES zu erweitern. Von besonderem Interesse sind hier an erster Stelle das im Zusammenhang mit der Pandemie aber auch der angeblichen “cancel culture” thematisierte Gefühl, die eigene Meinung nicht frei äußern zu dürfen. Ebenfalls im Zusammenhang mit Pandemie wurde von rechten Akteuren in Deutschland und weltweit die Integrität und Relevanz der Wissenschaft in Zweifel gezogen (Brubaker 2021). Dieses Phänomen berücksichtigt die GLES mit der Frage nach dem Vertrauen in die Wissenschaft. Die GLES enthält außerdem eine Frage zu der für die “dünne Ideologie” (Stanley 2008) des Populismus konstitutiven Wahrnehmung einer Kluft zwischen Elite und homogenem Volk, die aus der von Akkerman et al. (2014) entwickelten Batterie stammt. Auch die ebenfalls in der GLES erfasste Vorstellung, dass die Gesellschaft sich zum negativen entwickelt und zusehends ungerechter wird, ist Bestandteil eines populistischen Denkens.

Der Kern des Modells bleibt aber erhalten: Analog zur Situation bei der Bundestagswahl 2017 ist weiterhin davon auszugehen, dass die Position zum sozio-ökonomischen Konflikt, die Haltung zur Zuwanderungsfrage und die Bewertung der Demokratie, so wie sie in Deutschland implementiert ist, gemeinsam einen starken Einfluss auf die Wahl der beiden Flügelparteien haben. Daraus ergeben sich die folgenden Hypothesen:

H1

Eine ablehnende Haltung zur Migration begünstigt die Wahl der AfD

H2

Eine ökonomisch linke Position (höhere Steuern und Sozialausgaben) begünstigt die Wahl der Linkspartei

H3

Eine skeptische Einstellung gegenüber der bundesdeutschen Demokratie begünstigt die Wahl von AfD und Linkspartei.

Letzteres sollte auch für die Wahrnehmung eines fundamentalen Unterschiedes zwischen Volk und Eliten und den Eindruck einer zunehmenden Ungerechtigkeit in der Gesellschaft gelten, auch wenn hinter diesen Einstellungen sehr unterschiedliche Überzeugungen und Perzeptionen stehen dürften.

H4

Die Wahrnehmung einer Kluft zwischen homogenem Volk und Eliten begünstigt die Wahl von AfD und Linkspartei.

H5

Die Wahrnehmung einer wachsenden gesellschaftlichen Ungerechtigkeit begünstigt die Wahl von AfD und Linkspartei.

Klar erscheint auch, dass die AfD von einer wissenschaftsskeptischen Einstellung und dem Eindruck fehlender Meinungsfreiheit profitieren sollte:

H6

Misstrauen gegenüber der Wissenschaft begünstigt die Wahl der AfD.

H7

Das Gefühl fehlender Meinungsfreiheit begünstigt die Wahl der AfD.

Ob und wie sich Misstrauen gegenüber der Wissenschaft und der Eindruck fehlender Meinungsfreiheit auch auf die Wahl der Linkspartei auswirkt, ist weniger offensichtlich. Unklar ist auch, ob der negative Zusammenhang zwischen Zuwanderungsskepsis und der Wahl der Linken fortbesteht, der 2017 nachweisbar war (Arzheimer 2021, S. 75–76), und ob es der AfD inzwischen gelungen ist, einen Ost-Bonus aufzubauen, der über das hinausgeht, was sich aus den Einstellungsunterschieden ergibt. Letzteres wäre, wie in der Einleitung dargelegt, ein wichtiger Beleg dafür, dass nun auch die AfD als ostdeutsche Regionalvertretung gelten kann.

Daten und Modell

Die in diesem Abschnitt untersuchten Daten stammen aus der kombinierten Vorwahl- / Nachwahlbefragung der GLES (GLES 2022) und sollten wegen dieser zeitlichen Nähe zur Wahlentscheidung besonders valide sein. Geplantes und berichtetes Wahlverhalten werden zusammengefasst, um für beide Landesteile große Fallzahlen zu erreichen. Der Stimmenanteil der Linkspartei wird dabei minimal überschätzt (0.8 Prozentpunkte), der der AfD erkennbar unterschätzt (2.7 Prozentpunkte).6

In allen Modellen wird für das Geschlecht, die formale Bildung (einfach, mittel oder hoch)7 und das Alter der Befragten (18-34 Jahre; 35-49 Jahre, 50-65 Jahre; älter als 65 Jahre) kontrolliert. Die sieben Einstellungsvariablen wurden wie folgt operationalisiert:

q4

“Wie zufrieden oder unzufrieden sind Sie – alles in allem – mit der Demokratie, so wie sie in Deutschland besteht? Sind Sie (1) sehr zufrieden, (2) zufrieden, (3) teils/teils, (4) unzufrieden oder (5) sehr unzufrieden?”

q40

“Und wie ist Ihre Position zum Thema Steuern und sozialstaatliche Leistungen? Bitte benutzen Sie diese Skala: (1) weniger Steuern und Abgaben, auch wenn das weniger sozialstaatliche Leistungen bedeutet … (11) mehr sozialstaatliche Leistungen, auch wenn das mehr Steuern und Abgaben bedeutet”

q43

“Und wie ist Ihre Position zum Thema Zuzugsmöglichkeiten für Ausländer? Bitte benutzen Sie diese Skala: (1) Zuzugsmöglichkeiten für Ausländer sollten erleichtert werden … (11) Zuzugsmöglichkeiten für Ausländer sollten eingeschränkt werden”

q46d

“Leute wie ich dürfen ihre Meinung in der Öffentlichkeit nicht mehr frei äußern (1) stimme überhaupt nicht zu (2) stimme eher nicht zu (3) teils/teils (4) stimme eher zu (5) stimme voll und ganz zu”

q51d

“Die politischen Unterschiede zwischen Eliten und dem Volk sind größer als die Unterschiede innerhalb des Volkes (1) stimme überhaupt nicht zu (2) stimme eher nicht zu (3) teils/teils (4) stimme eher zu (5) stimme voll und ganz zu”

q79q

“Wie sehr vertrauen Sie der Wissenschaft (1) vertraue überhaupt nicht … (11) vertraue voll und ganz”

q101

“Und wie hat sich die Gesellschaft in Deutschland in den letzten Jahren entwickelt? (1) wesentlich gerechter geworden (2) etwas gerechter geworden (3) gleich geblieben (4) etwas ungerechter geworden (5) wesentlich ungerechter geworden”

Ost-West-Unterschiede, die von der sozialstrukturellen Zusammensetzung der beiden Landesteile unabhängig sind, werden mit Hilfe von linearen Mehr-Ebenen-Modellen geschätzt, die der Tatsache Rechnung tragen, dass sich Befragte innerhalb desselben Wahlkreises überzufällig ähnlich sind und es sich bei der Region um ein Merkmal des Befragungsortes handelt. Dabei werden die in der GLES repräsentierten Wahlkreise als Kontexteinheiten betrachtet und die Wahlkreise “Berlin-Mitte” und “Berlin-Friedrichshain-Kreuzberg — Prenzlauer Berg Ost” der Region “Ost” zugeordnet. Da Ostdeutschland in der GLES überrepräsentiert wird, um Ost-West-Unterschiede präziser untersuchen zu können, stehen damit für die Analyse Interviews aus insgesamt 44 ostdeutschen und 120 westdeutschen Wahlkreisen zur Verfügung.

Für die Analyse der Wahlentscheidungen wurden diese auf drei Kategorien — Wahl der Linkspartei, Wahl der AfD sowie Wahl einer anderen Partei bzw. Nichtwahl8 — reduziert und anschließend mit Hilfe multinomial-logistischer Mehr-Ebenen-Modelle untersucht. Die dritte Ausprägung bildet in den logistischen Modellen die Referenzkategorie, d.h. die entsprechenden Koeffizienten zeigen, ob die zugehörige Variable die Wahl von AfD bzw. Linkspartei gegenüber anderen Wahlentscheidungen wahrscheinlicher oder unwahrscheinlicher macht. Auch hier werden die 164 in der GLES erfassten Wahlkreise als relevante Kontexteinheiten betrachtet.

Einstellungsunterschiede in Ost-West-Perspektive

Steuern/Soziales

Zuwanderung

Unzufrieden Demokratie

b

se

b

se

b

se

Fixed

Bildung:

mittel

0,045

(0,112)

-0,619***

(0,134)

-0,169***

(0,048)

hoch

0,676***

(0,115)

-1,927***

(0,127)

-0,454***

(0,042)

Gender:

männlich

-0,192*

(0,076)

0,142

(0,086)

-0,010

(0,025)

Alter:

35-49

-0,286*

(0,124)

0,717***

(0,151)

-0,148***

(0,042)

50-65

0,017

(0,118)

0,763***

(0,137)

-0,276***

(0,046)

65+

0,214

(0,124)

0,745***

(0,157)

-0,482***

(0,048)

Befragungsgebiet:

Ost

-0,163

(0,106)

0,712***

(0,136)

0,424***

(0,035)

Konstante

5,730***

(0,148)

6,579***

(0,185)

2,897***

(0,058)

Random

Var (Wahlkreis)

0,168***

(0,041)

0,230***

(0,046)

0,004

(0,004)

Var (Person)

4,958***

(0,106)

6,665***

(0,130)

0,802***

(0,019)

N1

6090

6090

6090

N2

164

164

164

Tabelle 1: Determinanten zentraler politischer Einstellungen zum Zeitpunkt der Bundestagswahl 2021 (Teil 1)

Tabelle 1 zeigt die Ergebnisse für die Unzufriedenheit mit der Implementation der Demokratie, die Einstellung zur Zuwanderungsfrage und die Einstellung zum Thema Steuern/Sozialleistungen. Bei Letzteren ist unter Kontrolle von Alter, Geschlecht und Bildung wie schon 2017 kein signifikanter Ost-West-Unterschied zu verzeichnen. Über beide Regionen hat sich die Durchschnittsposition um etwa 0.2 Punkte in Richtung “niedrigere Steuern und Sozialleistungen” verschoben. Auffallend ist, dass Hochgebildete, die tendenziell auch ein höheres Einkommen haben, den Sozialstaat sehr viel stärker (+0.68 Punkte) unterstützen als Befragte mit mittlerer und niedriger Bildung. Hinzu kommen der bekannte Gendereffekt sowie ein negativer Effekt für die zweitjüngste Altersgruppe. Die kontextuelle Variation ist hier wie auch bei allen anderen Items zu vernachlässigen.

Bei der Frage nach der Zuwanderung fallen zunächst die enorm starken Bildungseffekte ins Auge. Menschen mit hoher formaler Bildung positionieren sich im Mittel um fast zwei Skalenpunkte weiter in Richtung einer Lockerung des Zuwanderungsrechtes als Menschen mit einfacher Bildung; bei Personen mit mittlerer Bildung sind es im Mittel immerhin noch 0.6 Skalenpunkte. Ebenfalls sehr stark ausgeprägt ist bei dieser Frage aber der Regionaleffekt: In Ostdeutschland fällt die Position zur Zuwanderung ceteris paribus um 0.7 Punkte restriktiver aus. Bemerkenswert ist darüber hinaus der Alters- bzw. Generationeneffekt, der in ähnlicher Form auch aus anderen westeuropäischen Ländern bekannt ist: der Unterschied zwischen den jüngeren (<35 Jahre) und allen übrigen Befragten entspricht in seiner Größenordnung in etwa der Ost-West-Differenz. Die Stärke der Effekte ist in etwa mit den Befunden für 2017 vergleichbar, insgesamt wird Zuwanderung aber deutlich (ca. 0.3 Punkte) positiver bewertet als vier Jahre zuvor.

Anders als im Falle der beiden Policy-Items wurde die Unzufriedenheit mit der Demokratie auf einer Skala mit nur fünf Abstufungen gemessen. Gemessen daran treten auch hier beträchtliche Alters- und Bildungseffekte auf: Höhergebildete sind deutlich weniger unzufrieden, zugleich nimmt die Unzufriedenheit aber auch mit dem Lebensalter monoton ab. Ceteris paribus sind außerdem Personen, die in Ostdeutschland befragt wurden, deutlich (ca. 0.4 Punkte) unzufriedener. Gegenüber 2017 hat die Unzufriedenheit allgemein nur ganz leicht (um etwa 0.1 Punkte) zugenommen. Auch die Bildungs- und Regionaleffekte entsprechen in etwa denen von 2017. Der Gradient des Alterseffektes ist allerdings deutlich steiler geworden.9

 

Keine Meinungsfreiheit

Gesellschaft ungerechter

Elite vs. Volk

Vertrauen Wissenschaft

b

se

b

se

b

se

b

se

Fixed

Bildung:

mittel

-0,240***

(0,062)

-0,002

(0,035)

-0,046

(0,037)

0,516***

(0,117)

hoch

-0,804***

(0,061)

-0,103**

(0,036)

-0,426***

(0,037)

1,364***

(0,108)

Gender:

männlich

0,069

(0,041)

0,036

(0,027)

0,062*

(0,030)

0,140*

(0,063)

Alter:

35-49

0,107

(0,062)

0,132**

(0,045)

-0,081

(0,045)

-0,187

(0,117)

50-65

-0,076

(0,055)

0,169***

(0,042)

0,004

(0,046)

-0,495***

(0,109)

65+

-0,232***

(0,069)

-0,016

(0,050)

0,130*

(0,052)

0,121

(0,115)

Befragungsgebiet:

Ost

0,375***

(0,055)

0,067*

(0,028)

0,185***

(0,032)

-0,300***

(0,087)

Konstante

2,511***

(0,079)

3,414***

(0,056)

3,604***

(0,054)

7,829***

(0,144)

Random

Var (Wahlkreis)

0,036***

(0,010)

0,010**

(0,004)

0,009*

(0,003)

0,116***

(0,034)

Var (Person)

1,492***

(0,035)

0,716***

(0,014)

0,890***

(0,018)

4,376***

(0,127)

N1

6090

6090

6090

6090

N2

164

164

164

164

Tabelle 2: Determinanten zentraler politischer Einstellungen zum Zeitpunkt der Bundestagswahl 2021 (Teil 2)

Tabelle 2 listet die Ergebnisse für die übrigen vier Einstellungsvariablen auf. Die ersten drei wurden auf einer Fünfer-, das Vertrauen in die Wissenschaft auf einer Elferskala gemessen.

Bei dem Item zu angeblichen Einschränkungen der Meinungsfreiheit zeigen sich sehr starke Bildungseffekte vor allem bei den Hochgebildeten: Die Differenz zwischen dieser Gruppe und den Niedriggebildeten beträgt im Mittel -0.8 Skalenpunkte. Auch Personen mit mittlerer Bildung sowie ältere (>65 Jahre) Befragte fühlen sich in ihrer Meinungsfreiheit deutlich (-0.24 / -0.23 Punkte) weniger eingeschränkt. Zugleich ist der Regionaleffekt mit 0.38 Punkten sehr stark ausgeprägt.

Bei der Frage nach der Entwicklung von gesellschaftlicher Gerechtigkeit gibt es hingegen kaum Unterschiede zwischen den Gruppen. Die Ost-West-Differenz ist zwar statistisch signifikant von null verschieden, inhaltlich aber ohne Bedeutung. In beiden Regionen ist jeweils ein knappes Drittel der Befragten davon überzeugt, dass die gesellschaftlichen Verhältnisse in etwa gleich geblieben seien, während etwas weniger als die Hälfte eine leichte Verschlechterung wahrnimmt. Für die übrigen

Befragten ist die Gesellschaft entweder wesentlich ungerechter (9-11 Prozent) oder etwas gerechter (11-13 Prozent) geworden. Zu diesem sehr schwachen Ost-West-Effekt kommen geringfügig stärkere Bildungs- und Alterseffekte. Insgesamt ist die Wahrnehmung der Entwicklung damit recht einheitlich eher (aber nicht extrem) negativ.

Wiederum etwas stärker ausgeprägt sind die Unterschiede zwischen den Befragten bei der Frage nach einer Dichotomie zwischen Eliten und Bevölkerung. Ceteris paribus gibt es hier im Osten deutlich höhere (0.19 Punkte) Zustimmung als im Westen. Hinzu kommt ein starker Bildungseffekt: Hochgebildete stimmen der Aussage im Mittel um fast einen halben Skalenpunkte weniger zu als Personen mit einfachen Bildungsabschlüssen.

Ein deutlicher Ost-West-Unterschied besteht schließlich auch beim Vertrauen in die Wissenschaft, das in den neuen Ländern erkennbar (-0.3 Punkte) niedriger ausgeprägt ist als bei Befragten in der alten Bundesrepublik. Diese Differenz ist allerdings wesentlich kleiner als die Bildungseffekte: Befragte mit mittlerer Bildung zeigen ein deutlich (0.52 Punkte), Befragte mit hoher Bildung ein sehr viel höheres (1.36 Punkte) Vertrauen als solche mit einfacher Bildung. Keine offensichtliche Erklärung gibt es für das substantiell (-0.5 Punkte) niedrigere Vertrauen der 50-65-Jährigen.

In der Summe lässt sich festhalten, dass auch 2021 deutliche Einstellungsunterschiede zwischen ost- und westdeutschen Befragten bestanden. Diese betreffen vor allem die Zuwanderung und die Demokratie wie sie in Deutschland besteht: beide werden (unter Kontrolle der sozio-demographischen Unterschiede) in den neuen Ländern sehr viel negativer bewertet als im Westen. Weniger stark ausgeprägte aber durchaus substantielle Ost-West-Unterschiede zeigen sich auch in der Einschätzung der eigenen Meinungsfreiheit, bezüglich der wahrgenommenen Unterschiede zwischen Elite und Volk und beim Vertrauen in die Wissenschaft. Im nächsten Abschnitt soll untersucht werden, ob und in welchem Umfang diese Differenzen dazu beitragen können, die Unterschiede in der Unterstützung von AfD und Linkspartei zu verstehen.

 

Wahlverhalten in Ost-West-Perspektive

 

Wahlentscheidung (1)

Wahlentscheidung (2)

b

se

b

se

Linke

Bildung:

mittel

-0,087

(0,206)

-0,054

(0,226)

hoch

-0,204

(0,223)

-0,407

(0,243)

Gender:

männlich

0,224

(0,132)

0,275

(0,141)

Alter:

35-49

-0,402*

(0,191)

-0,025

(0,209)

50-65

-0,634***

(0,188)

-0,251

(0,209)

65+

-0,925***

(0,248)

-0,460

(0,264)

Befragungsgebiet:

Ost

1,356***

(0,140)

1,297***

(0,145)

Unzufriedenheit mit der Demokratie

0,800***

(0,087)

Mehr Steuern und Leistungen

0,270***

(0,034)

Gegen Zuwanderung

-0,156***

(0,030)

Konstante

-2,724***

(0,281)

-5,948***

(0,520)

AfD

Bildung:

mittel

-0,522**

(0,174)

-0,264

(0,206)

hoch

-1,574***

(0,195)

-0,633**

(0,227)

Gender:

männlich

0,605***

(0,139)

0,791***

(0,167)

Alter:

35-49

0,123

(0,211)

0,125

(0,233)

50-65

-0,305

(0,202)

-0,317

(0,233)

65+

-1,062***

(0,250)

-0,721*

(0,289)

Befragungsgebiet:

Ost

1,327***

(0,141)

0,874***

(0,153)

Unzufriedenheit mit der Demokratie

1,209***

(0,104)

Mehr Steuern und Leistungen

-0,141***

(0,039)

Gegen Zuwanderung

0,395***

(0,049)

Konstante

-2,266***

(0,260)

-8,880***

(0,676)

Var (Wahlkreis) Linke

0,346**

(0,123)

0,310**

(0,107)

Var (Wahlkreis) AfD

0,281***

(0,085)

0,346**

(0,121)

Kovarianz Linke AfD

0,040

(0,064)

0,074

(0,089)

 

Tabelle 3: Determinanten der Entscheidung für AfD und Linkspartei bei der Bundestagswahl 2021 (Teil 1)

Der linke Teil von Tabelle 3 zeigt die Schätzungen für ein multinomiales Modell der Wahl von AfD und Linkspartei, das analog zu den Modellen im vorangegangenen Abschnitt nur eine Dummy-Variable für die Region sowie die sozio-demographischen Kontrollvariablen beinhaltet. Dabei enthält das obere Panel die Koeffizienten für den Kontrast zwischen der Wahl der Linkspartei und der Residualkategorie, das untere Panel analog dazu die Koeffizienten für den Kontrast zwischen AfD-Wahl und Residualkategorie. Auch wenn die Bedeutung der Koeffizienten multinomialer Logitmodelle oft schwer nachzuvollziehen ist, lassen sich wegen der einfachen Modellstruktur in einem ersten Interpretationsschritt die Hauptergebnisse der Analysen recht gut aus den Tabellen ablesen.

Verglichen mit der Referenzkategorie wird die Wahl der Linken mit zunehmendem Alter deutlich unwahrscheinlicher, während formale Bildung und Geschlecht keinen (auf der Ebene der Logits statistisch signifikanten) Unterschied machen. Auch für die AfD gibt es (wiederum verglichen mit der Referenzkategorie) einen starken Alterseffekt, der sich aber am Unterschied zwischen jüngeren Menschen einerseits und Personen im Rentenalter andererseits festmacht. Dieser auch aus anderen Studien bekannte Zusammenhang geht vermutlich auf die stärkere und häufigere Bindung älterer Wählerinnen und Wähler an die traditionellen Parteien zurück.

Anders als bei der Linkspartei zeigen sich für die AfD außerdem ein sehr starker Bildungseffekt und ein starker Gendereffekt: Im Vergleich zu Personen mit einfacher formaler Bildung reduzieren sich die Chancen (Odds) der AfD-Wahl für Hochgebildete auf ein gutes Fünftel (), während für Männer die Odds der AfD-Wahl fast doppelt so hoch sind wie für Frauen (). Beide Zusammenhänge sind ebenfalls aus der Literatur bekannt. Jenseits dieser Kontrollvariablen besteht für beide Parteien ein sehr ausgeprägter Ost-West-Zusammenhang: Für die Linkspartei sind die Odds im Osten knapp viermal (), für die AfD sogar knapp fünfmal () so hoch wie im Westen.

Zumindest ein Teil dieser Ost-West-Differenzen sollte auf die im vorangegangenen Abschnitt skizzierten Einstellungsunterschiede zurückgehen. In einem zweiten Analyseschritt wurden deshalb die beiden Policy-Präferenzen sowie die Unzufriedenheit mit der Demokratie in Deutschland in das Modell aufgenommen. Die Ergebnisse bestätigen die Hypothesen H1-H3.

Im rechten Teil von Tabelle 3 lässt sich ablesen, dass die Unzufriedenheit mit der Demokratie einen sehr starken Effekt auf die Odds der Linkspartei hat: mit jedem Skalenpunkt mehr Unzufriedenheit verdoppeln sich diese in etwa. Der positive Effekt, der von einer ökonomisch linken Position ausgeht ist schwächer, allerdings ist dabei zu bedenken, dass die zugrundeliegende Skala elf statt fünf Abstufungen aufweist. Noch etwas schwächer aber negativ (wie schon 2017) ist der Effekt des Zuwanderungs-Items. Dies bedeutet, dass eine positive Einstellung zur Zuwanderung die Wahl der Linkspartei deutlich wahrscheinlicher macht. Ob eine Neupositionierung im Sinne Wagenknechts der Linken neue Wählerschichten erschließen würde, lässt sich daraus nicht ablesen. Klar scheint aber, dass ein solcher Politikwechsel die aktuellen Wählerinnen und Wähler abschrecken würde.

Die analogen Koeffizienten für die Wahl der AfD finden sich unten rechts in der Tabelle. Hier ist zunächst festzuhalten, dass der Effekt, der von der Unzufriedenheit mit der Demokratie ausgeht, noch einmal stärker ist als im Falle der Linkspartei: für jeden Skalenpunkt, um den die Unzufriedenheit zunimmt, ist mit einer Verdreifachung der Odds zu rechnen. Ebenfalls sehr stark (auch hier ist die Skalierung zu beachten) ist der Effekt des Zuwanderungs-Items. Wiederum im Einklang mit der bisherigen Forschung ist Immigrationsskepsis (Rydgren 2008) auch bei der Bundestagwahl 2021 ein zentrales Motiv für die Wahl der AfD. Unerwartet ist hingegen der (schwächere) negative Effekt der ökonomischen Einstellungen: obwohl wirtschaftsliberale Elemente in der Partei erheblich an Bedeutung verloren haben, erhöhen auch ökonomisch rechte Einstellungen die Odds der AfD-Wahl.

Die Alterseffekte auf die Wahl der Linkspartei verlieren ihre Signifikanz, sobald die politischen Einstellungen berücksichtigt werden. Im Falle der AfD-Wahl schwächt sich der Effekt des fortgeschrittenen Alters ab, geht aber nicht ganz verloren. Die Bildungseffekte halbieren sich in etwa, was vor allem durch den engen Zusammenhang zwischen formaler Bildung und Haltung zur Immigration zu erklären ist. Bemerkenswert ist, dass der Gendereffekt unter Kontrolle der Einstellungen sogar noch etwas stärker wird. Inhaltlich bedeutet dies, dass für eine Frau bei ansonsten identischen Einstellungen und sozio-demographischen Merkmalen die Odds der AfD-Wahl als nur etwa halb so groß geschätzt werden wie für einen Mann.

Auch unter Berücksichtigung der Einstellungsvariablen reduziert sich der Regionaleffekt für die Wahl der Linkspartei kaum: selbst wenn man Einstellungen und sozio-demographische Merkmale statistisch kontrolliert, bleiben die Odds der Linken-Wahl im Osten mehr als dreimal so hoch wie im Westen. Als Erklärung hierfür kommen einerseits weitere Einstellungsunterschiede, andererseits aber auch die organisatorische Stärke sowie die lokalen und regionalen Kandidatinnen und Kandidaten der Linkspartei und die Dynamik des Parteienwettbewerbs vor Ort in Frage.

Für die AfD reduziert sich die Stärke des Regionaleffektes deutlich, nämlich um etwa ein Drittel. Dennoch bleibt ein starker Effekt bestehen, der in etwa einer Verdoppelung der Odds gegenüber dem Westen entspricht und analog zum Effekt für die Linkspartei erklärt werden kann. Gegenüber 2017 ist dies eine bemerkenswerte Veränderung. Damals hatte sich das überproportional gute Abschneiden der AfD in den neuen Ländern vollständig durch Unterschiede bei der Bewertung von Zuwanderung und Demokratie erklären lassen (Arzheimer 2021, S. 75). Bei aller gebotenen Vorsicht ist dies ein Hinweis darauf, dass sich die herausgehobene Position der AfD in den neuen Ländern verfestigt hat.

Wahlentscheidung (3)

b

se

Linke

Bildung:

mittel

-0,074

(0,221)

hoch

-0,387

(0,241)

Gender:

männlich

0,250

(0,141)

Alter:

35-49

-0,037

(0,215)

50-65

-0,367

(0,216)

65+

-0,593*

(0,272)

Unzufriedenheit mit der Demokratie

0,697***

(0,096)

Mehr Steuern und Leistungen

0,251***

(0,036)

Gegen Zuwanderung

-0,158***

(0,032)

Keine Meinungsfreiheit

-0,133

(0,077)

Gesellschaft ungerechter

0,258**

(0,091)

Elite vs Volk

0,296***

(0,073)

Vertrauen Wissenschaft

-0,049

(0,039)

Befragungsgebiet:

Ost

1,357***

(0,147)

Konstante

-6,787***

(0,685)

AfD

Bildung:

mittel

-0,244

(0,221)

hoch

-0,412

(0,244)

Gender:

männlich

0,785***

(0,175)

Alter:

35-49

0,087

(0,256)

50-65

-0,435

(0,256)

65+

-0,718*

(0,300)

Unzufriedenheit mit der Demokratie

0,873***

(0,106)

Mehr Steuern und Leistungen

-0,101**

(0,039)

Gegen Zuwanderung

0,305***

(0,049)

Keine Meinungsfreiheit

0,506***

(0,067)

Gesellschaft ungerechter

0,273**

(0,104)

Elite vs Volk

0,218*

(0,091)

Vertrauen Wissenschaft

-0,108**

(0,037)

Befragungsgebiet:

Ost

0,893***

(0,152)

Konstante

-9,913***

(0,905)

Var (Wahlkreis) Linke

0,315**

(0,110)

Var (Wahlkreis) AfD

0,377**

(0,129)

Kovarianz Linke AfD

0,098

(0,095)

Tabelle 4: Determinanten der Entscheidung für AfD und Linkspartei bei der Bundestagswahl 2021 (Teil 2)

Wie oben dargelegt soll dieses sehr sparsame Modell nun in einem letzten Schritt um vier weitere Einstellungen erweitert werden, um den besonderen Umständen der Bundestagswahl Rechnung zu tragen. Tabelle 4 zeigt die Ergebnisse der Schätzungen. Diese bestätigen die Hypothesen H4-H7.

Für die Linkspartei verstärkt sich der negative Effekt eines Lebensalters von mehr als 65 Jahren so weit, dass nun wieder die Schwelle zur statistischen Signifikanz überschritten wird. Alle anderen Parameter einschließlich derer für die drei zentralen Einstellungsvariablen bleiben unverändert. Von den neuen Einstellungsvariablen haben die Wahrnehmung zunehmender gesellschaftlicher Ungerechtigkeit und großer Unterschiede zwischen Volk und Elite den erwarteten positiven Effekt. Diese Effekte sind schwächer als die der zentralen Einstellungsvariablen, mit einer Veränderung der Odds um jeweils ca. 30 Prozent pro Skalenpunkt aber durchaus bedeutsam.

Bei der Wahl der AfD verliert durch die Einbeziehung weiterer Einstellungen nun auch der Effekt hoher formaler Bildung seine Signifikanz. Die Schätzungen für den Gendereffekt und den Effekt des fortgeschrittenen Lebensalters bleiben praktisch unverändert. Dies gilt im Wesentlichen auch für die Effekte, die von den Einstellungen zu Steuern/Sozialleistungen und zur Zuwanderung ausgehen. Um etwa ein Drittel reduziert wird aber der Effekt der Unzufriedenheit mit der Demokratie, vermutlich, weil einige Aspekte dieser Unzufriedenheit nun explizit modelliert werden. Die Wahrnehmung gesellschaftlicher Ungerechtigkeit und einer Kluft zwischen Elite und Volk haben die erwarteten positiven Effekte, die in ihrer Größenordnung mit den entsprechenden Werten für die Wahl der Linkspartei vergleichbar sind. Etwas stärker fällt der ebenfalls erwartete negative Effekt des Vertrauens in die Wissenschaft aus.

Sehr stark — in etwa mit dem Effekt der Einstellungen zur Zuwanderung vergleichbar — ist schließlich der Effekt, der von einer wahrgenommenen Einschränkung der Meinungsfreiheit ausgeht. Im Zusammenhang mit der Pandemiebekämpfung, aber auch in der Diskussion um die Rechte von benachteiligten Gruppen und anderen “kulturellen” Themen versuchen rechte Akteure auf der ganzen Welt, Widerspruch gegen die eigenen Positionen als Einschränkung ihrer demokratischen Rechte zu framen. Der vorliegende Befund deutet darauf hin, dass eine solche Strategie auch zum Erfolg der AfD beiträgt.

Zu bedenken ist dabei allerdings, dass eine ablehnende Haltung zur Migration und die Wahrnehmung einer eingeschränkten Meinungsfreiheit moderat positiv korreliert sind (), so dass sich die Frage stellt, ob hier in nennenswertem Umfang neue Wählergruppen angesprochen werden. Außerdem polarisiert die AfD stärker als irgendeine andere Partei: Im Vorwahlteil der GLES gaben 78 Prozent der westdeutschen und 68 Prozent der ostdeutschen Befragten an, dass sie diese Partei “mit Sicherheit nicht wählen” würden.10 Es ist deshalb durchaus plausibel, dass zumindest ein Teil der Befragten nicht deshalb für die AfD stimmt, weil sie sich eingeschränkt fühlen, sondern vielmehr als AfD-Anhänger den Druck des Meinungsklimas spüren.

In der Gesamtschau bleibt festzuhalten, dass alle vier zusätzlichen (und ebenso die drei ursprünglichen) Einstellungsvariablen Effekte auf die Wahlchancen der AfD haben. Trotzdem bleibt die Schätzung für den Regionaleffekt auch unter Einbeziehung dieser weiteren Einstellungen praktisch unverändert, d.h. die AfD profitiert anders als 2017 von einem Ost-Bonus.

Obwohl die Effekte, die sich aus den Tabellen ablesen lassen, recht klar und stark sind, ist es schwer, sich nur auf der Grundlage der numerischen Information einen Eindruck von ihrem Zusammenspiel und dessen politisch-praktischer Bedeutung zu machen. Dies liegt in der Natur des Modells: schon im Fall einfacher binär-logistischer Modelle ist wegen deren nicht-linearer Struktur und der Unsicherheiten, die sich aus der Schätzung der Parameter ergeben, eine graphische Darstellung der “quantities of interest”, d.h. der erwarteten Wahlwahrscheinlichkeiten, anzuraten (King et al. 2000). Dies gilt erst recht für multinomiale logistische Modelle mit mehreren unabhängigen Variablen, weil diese eine Vielzahl von Parametern beinhalten, deren Bedeutung und statistische Signifikanz von der gewählten Kodierung abhängen.

Die derzeit populärste Methode zur Erstellung solcher Darstellungen basiert auf “(average) predictive margins (at representative values)” (Williams 2012; Mize 2019). Zu deren Berechnung werden über alle Fälle hinweg einige fokale Variablen (hier: die regionale Zugehörigkeit und eine ausgewählte Einstellungsvariable) reihum auf die jeweils interessierenden Werte gesetzt, während alle anderen Variablen ihre Werte behalten. Auf dieser Grundlage werden dann für jeden Fall die erwarteten Wahrscheinlichkeiten berechnet und über die Stichprobe hinweg gemittelt. Dieses Vorgehen hat den Vorteil, dass die Schätzungen auf der Kombination tatsächlicher Beobachtungen basieren.

Effekt der Unzufriedenheit mit der Demokratie in Deutschland auf die Wahl von AfD und Linkspartei in Ost und West, Bundestagswahl 2021

Abbildung 5: Effekt der Unzufriedenheit mit der Demokratie in Deutschland auf die Wahl von AfD und Linkspartei in Ost und West, Bundestagswahl 2021

Trotzdem ist die Grundlage, auf der jede einzelne Schätzung beruht, kontrafaktisch: Das Ergebnis der Berechnung zeigt, mit welchen Stimmenanteilen auf Basis des Modells zu rechnen wäre, wenn beispielsweise alle Befragten in Ostdeutschland leben und die Demokratie in Deutschland sehr positiv wahrnehmen, aber ansonsten alle ihre anderen Eigenschaften behalten würden.

Genau diese fiktive Konstellation ist die Grundlage, auf der die beiden Punkte links unten im linken Panel bzw. links unten im rechten Panel von Abbildung 5 geschätzt wurden. Für die AfD sind unter diesen Umständen 3.0 Prozent, für die Linke 5.3 Prozent Zustimmung zu erwarten. Da es sich um modellbasierte Schätzungen handelt, sind beide Punkte mit einem Konfidenzintervall versehen. Ebenfalls links unten in den beiden Panels, aber mit einem Dreieck und einer gepunkteten Linie markiert, finden sich die Schätzungen für eine fiktive Konstellation, in der alle Befragten (bei ansonsten unveränderten Eigenschaften) mit der Demokratie hochzufrieden sind und in Westdeutschland leben. Für die AfD liegt der erwartete Stimmenanteil nun etwas niedriger bei 1.4 Prozent. Da sich die Konfidenzintervalle aber überschneiden, muss man davon ausgehen, dass diese Differenz nicht signifikant ist. Für die Linke wird ebenfalls ein deutlich niedrigeres Ergebnis von nur 1.6 Prozent erwartet. Diese Schätzung ist präzise, so dass hier eine signifikante Ost-West-Differenz besteht.

Alle übrigen Datenpunkte sind analog zu interpretieren. Sie zeigen jeweils, welche Wahlwahrscheinlichkeiten zu erwarten wären, wenn alle Befragten in der jeweiligen Region befragt und das entsprechende Maß an Unzufriedenheit empfinden würden, ansonsten aber ihre ursprünglichen Eigenschaften und Einstellungen behalten könnten. Im Ergebnis lässt sich aus ihnen ablesen, dass die Unzufriedenheit mit der Demokratie in beiden Regionen einen starken positiven Effekt auf die Wahl beider Parteien hat. Bei gleichem Niveau der Unzufriedenheit ist außerdem für beide Parteien die Wahlwahrscheinlichkeit im Osten höher, und dies teils sehr deutlich — dies ist der oben angesprochene Ost-Bonus, von dem sowohl die AfD als auch die Linke profitieren. Ebenfalls gut zu erkennen ist aber auch, dass für den Fall, in dem alle “unzufrieden” (4) bzw. “sehr unzufrieden” (5) wären, die erwarteten Wahlwahrscheinlichkeiten nicht mehr präzise geschätzt werden können, so dass die an dieser Stelle sehr großen Konfidenzintervalle überlappen.

Effekt von Einstellungen zu Steuern/Sozialausgaben auf die Wahl von AfD und Linkspartei in Ost und West, Bundestagswahl 2021

Abbildung 6: Effekt von Einstellungen zu Steuern/Sozialausgaben auf die Wahl von AfD und Linkspartei in Ost und West, Bundestagswahl 2021

Abbildung 6 zeigt die entsprechende Grafik für den Effekt der ökonomischen Einstellungen. In der rechten Hälfte ist zu sehen, dass auch diese Einstellung in beiden Regionen einen substantiellen positiven Effekt auf die Wahl der Linkspartei hat.11 Über den ganzen Bereich der Skala hinweg ist außerdem die erwartete Unterstützung im Osten signifikant höher als im Westen. Diese Kluft vergrößert sich mit zunehmender Unterstützung für höhere Steuern und Sozialausgaben weiter, zugleich sind die Schätzungen der Stimmenanteile bei extrem hohen Zustimmungswerten mit größeren Unsicherheiten behaftet. Für die Wahl der AfD ist der (negative) Effekt der ökonomischen Einstellungen deutlich schwächer. In beiden Regionen überlappen die Konfidenzintervalle benachbarter Schätzungen im mittleren Bereich der Skala. Unter der Annahme, dass alle Befragten eine sehr starke Präferenz für mehr Sozialleistungen haben, überlappen außerdem die Konfidenzintervalle für alte und neue Bundesländer, d.h. es ist nicht sicher, dass die AfD in dieser Konstellation in Ostdeutschland tatsächlich mehr Zustimmung erhalten würde als im Westen.

Effekt von Einstellungen zu Zuwanderung auf die Wahl von AfD und Linkspartei in Ost und West, Bundestagswahl 2021

Abbildung 7: Effekt von Einstellungen zur Zuwanderung auf die Wahl von AfD und Linkspartei in Ost und West, Bundestagswahl 2021

Abbildung 7 zeigt die erwarteten Stimmenanteile der beiden Parteien in Abhängigkeit vom Befragungsgebiet und den jeweiligen Annahmen über die Position der Respondenten zur Zuwanderung. Für die AfD würde der Stimmenanteil unter der Annahme, dass alle Befragten die Zuwanderung positiv sehen (<6 Punkte), in beiden Regionen unter fünf Prozent sinken. Erst dann, wenn alle Befragungspersonen sich bei ansonsten gleichen Eigenschaften negativ zur Zuwanderung positionieren, werden größere Stimmenanteile erwartet und nur dann öffnet sich die Schere zwischen beiden Regionen. Für die Linkspartei hingegen zeigt sich — bei teils deutlich größeren Konfidenzintervallen — ein fast spiegelbildliches Muster. In beiden Regionen werden für die Linke die besten Ergebnisse in einem Szenario erwartet, in der alle der Migration positiv gegenüberstehen. In einer Gesellschaft von Migrationsskeptikern, die allesamt im Westen leben, würde die Partei fast keine Resonanz finden. Unter der Annahme, dass alle Befragten in den neuen Ländern leben, wären die Zustimmungsraten deutlich höher, aber nicht sehr präzise zu bestimmen.

Effekt des Vertrauens in die Wissenschaft auf die Wahl von AfD und Linkspartei in Ost und West, Bundestagswahl 2021

Abbildung 8: Effekt des Vertrauens in die Wissenschaft auf die Wahl von AfD und Linkspartei in Ost und West, Bundestagswahl 2021

Die hier diskutieren Grafiken zeigen, wie sich Differenzen in den hier betrachteten Einstellungen in verschiedenen hypothetischen Szenarien auf die Unterstützung beider Parteien auswirken und an welchen Stellen darüber hinaus Regionaleffekte auftreten. In ihnen ist nochmals zu erkennen, wie sozio-ökonomische Präferenzen, die Position zur Zuwanderung und die Unzufriedenheit mit der deutschen Demokratie gemeinsam zum Verständnis der Wahl von Linkspartei und AfD in Ost-West-Perspektive beitragen.

Weisen die Ergebnisse für die vier anderen Einstellungen wesentlich über diesen Befund hinaus? Für das Vertrauen in die Wissenschaft lässt sich dies klar verneinen. Abbildung 8 zeigt, dass die Wahlwahrscheinlichkeit der Linkspartei in beiden Regionen kaum von Veränderungen in der Haltung gegenüber der Wissenschaft beeinflusst werden würde. Vergleicht man die Szenarien mit extrem niedrigem (1) und extrem hohem (11) Vertrauen, geht der erwartete Stimmenanteil zwar um einige Prozentpunkte zurück. Jede einzelne Schätzung ist aber mit einem so großen Konfidenzintervall behaftet, dass die Unterschiede zwischen den erwarteten Werten nicht signifikant sind. Dies gilt in ganz ähnlicher Weise auch für die AfD: auch hier ist der erwartete Rückgang nicht präzise zu bestimmen.

Effekt wahrgenommener sozialer Ungerechtigkeit auf die Wahl von AfD und Linkspartei in Ost und West, Bundestagswahl 2021

Abbildung 9: Effekt wahrgenommener gesellschaftlicher Ungerechtigkeit auf die Wahl von AfD und Linkspartei in Ost und West, Bundestagswahl 2021

Auch die Wahrnehmung der gesellschaftlichen Entwicklung als ungerecht hat keinen Effekt, der sich sicher quantifizieren lässt. Zwar liegen die Punktschätzungen für eine hypothetische Gruppe von Befragten, aus deren Sicht (bei ansonsten unveränderten Eigenschaften) die Gesellschaft “sehr viel gerechter” geworden ist (1), jeweils deutlich unter dem Wert, der für eine Szenario geschätzt wird, in dem die Gesellschaft als “sehr viel ungerechter” wahrgenommenen wird. In fast allen Konstellationen sind die zugehörigen Konfidenzintervalle aber sehr breit (vgl. Abbildung 9), so dass nicht mit Sicherheit zu sagen ist, wie sich ein entsprechender Einstellungswandel auswirken würde.

Effekt der wahrgenommenen Kluft zwischen Elite und Volk auf die Wahl von AfD und Linkspartei in Ost und West, Bundestagswahl 2021

Abbildung 10: Effekt der wahrgenommenen Kluft zwischen Elite und Volk auf die Wahl von AfD und Linkspartei in Ost und West, Bundestagswahl 2021

Die erwarteten Effekte, die von der Wahrnehmung einer Kluft zwischen Elite und Volk ausgehen, lassen sich aus Abbildung 10 ablesen. In einem Szenario, in dem alle Respondenten in Westdeutschland befragt werden und der Aussage zum Verhältnis von Volk und Eliten voll zustimmen, schneidet die Linke mit großer Sicherheit etwas besser ab als in der Konstellation, in der all Befragten diese Aussage vollständig ablehnen. Die Differenz selbst ist relativ gering: Für den ersten Fall wird ein Stimmenanteil von knapp sechs, für den zweiten Fall von nur 2.2 Prozent geschätzt. Wären alle Respondenten in Ostdeutschland befragt worden, wäre mit Stimmenanteilen von 6.8 bzw. knapp 16 Prozent zu rechnen. Diese Schätzungen sind allerdings mit beträchtlichen Unsicherheiten behaftet. Für die AfD sind die Unterschiede unabhängig von der Region relativ gering, und die Konfidenzintervalle sind so weit, dass die fünf Szenarien innerhalb jeder Region nicht voneinander zu unterscheiden sind.

Effekt der wahrgenommenen Beschränkung der Meinungsfreiheit auf die Wahl von AfD und Linkspartei in Ost und West, Bundestagswahl 2021

Abbildung 11: Effekt subjektiv fehlender Meinungsfreiheit auf die Wahl von AfD und Linkspartei in Ost und West, Bundestagswahl 2021

Abbildung 11 schließlich zeigt den Einfluss der wahrgenommenen Meinungsfreiheit. Wären alle Befragten in Westdeutschland befragt worden, hätte dieses Item ceteris paribus kaum einen Einfluss auf die Chancen der Linkspartei. In einem Szenario, in dem sich niemand in seiner Meinungsfreiheit beschränkt fühlt, wird ein Stimmenanteil von 5.1 Prozent geschätzt; in einer fiktiven Situation, in der sich alle eingeschränkt fühlen, sind es 2.8 Prozent. Zugleich sind die Konfidenzintervalle so breit, dass es keine signifikant voneinander verschiedenen Differenzen gibt. Unter der Annahme, dass alle Respondenten in Ostdeutschland befragt worden wären, sind die erwarteten Unterschiede größer, zugleich verbreitern sich aber die Konfidenzintervalle so stark, dass die erwarteten Werte wiederum nicht signifikant voneinander verschieden sind. Ganz anders ist das Bild, dass sich für die AfD ergibt. Verglichen mit dem Szenario, in dem sich niemand eingeschränkt fühlt, ist hier der erwartete Stimmenanteil in beiden Regionen sehr viel höher, wenn man annimmt, dass alle Befragten “eher” zustimmen. Mit der “vollen” Zustimmung ist nochmals ein kräftiger Anstieg der Zustimmung verbunden, allerdings sind hier die Konfidenzintervalle so breit, dass sich nicht sicher sagen lässt, ob sich die Werte wirklich unterscheiden.

In der Gesamtschau illustrieren die Grafiken noch einmal, dass die Wahl der AfD durch die Ablehnung von Zuwanderung und die Unzufriedenheit mit der Demokratie (so, wie sie in Deutschland besteht) zu erklären ist. Darüber hinaus spielen das Gefühl, die eigene Meinung nicht frei äußern zu können sowie ökonomisch rechte Einstellungen eine Rolle. Für die Wahl der Linken sind vor allem ökonomisch linke Einstellungen, die Unzufriedenheit mit der Demokratie sowie die Befürwortung von Zuwanderung von Bedeutung. Die Grafiken zeigen außerdem eindrücklich, dass in der Unterstützung beider Parteien in fast allen Konstellationen substantielle und statistisch signifikante Ost-West-Differenzen bestehen.

Fazit und Ausblick

Auch mehr als dreißig Jahre nach der Wiedervereinigung ist die Betrachtung von Ost-West-Differenzen im Wahlverhalten fester Bestandteil der Analysen zur Bundestagswahl. Die Gründe dafür liegen auf der Hand: die Unterschiede, die sich entlang der alten Zonengrenze, in Berlin sogar entlang der früheren Sektorengrenze zeigen, sind buchstäblich augenfällig und bestimmen die politischen Diskussionen nach jeder Wahl.

Auch bei der Bundestagswahl erwies sich das ostdeutsche Elektorat wieder als in hohem Maße volatil, auch wenn die Wählerinnen und Wähler im Westen in dieser Hinsicht deutlich aufgeholt haben. Ein Ergebnis dieser Aggregatverschiebungen war das besonders schlechte Abschneiden der Union sowie der besonders hohe Zuwachs an Stimmen für die SPD, der im Ergebnis paradoxerweise dazu geführt hat, dass sich in dieser besonderen Hinsicht die Ost-West-Differenzen verringert haben.

Bestimmt wurde die öffentliche Debatte aber von den Verlusten der Linkspartei, deren bundesweites Zweitstimmenergebnis erstmals seit 2002 wieder unter die Fünfprozenthürde sank, sowie von der starken Stellung der AfD, die im Osten ihr Ergebnis von 2017 im Wesentlichen halten konnte, während sie in den alten Ländern teils deutliche Verluste hinnehmen musste. Wie 2017 stellte sich deshalb die Frage, ob die AfD im Begriff ist, die Linkspartei als ostdeutsche Regionalvertretung abzulösen.

Eine feingliedrige Analyse auf Basis der Bundesländer und Wahlbezirke ergab zunächst, dass die Ergebnisse beider Parteien innerhalb beider Großregionen in erheblichem Umfang variieren. Die Linke ist vor allem in Berlin, Mecklenburg-Vorpommern, Sachsen und Thüringen stark. Darüber hinaus ist sie in den beiden westdeutschen Stadtstaaten, im Saarland und in einigen westdeutschen Städten vergleichsweise erfolgreich. Die AfD hat ihren Schwerpunkt innerhalb Ostdeutschlands in Thüringen und in Sachsen sowie den angrenzenden Regionen der Länder Brandenburg und Sachsen-Anhalt. Ihre dortigen lokalen Hochburgen, in denen die AfD teils mit großem Abstand die stärkste Partei ist, liegen in kleineren, oft ländlichen Gemeinden. Ein ähnliches Gefälle ist — wenn auch auf höherem Niveau — in den alten Ländern zu verzeichnen: im Süden und Südwesten der alten Bundesrepublik ist die AfD relativ stark, während sie in den nördlicheren Bundesländern und hier vor allem in den Stadtstaaten deutlich schlechter abschneidet.

Auf der Mikro-Ebene lassen sich zunächst auch für 2021 wieder ausgeprägte Ost-West-Unterschiede bei den Einstellungen verzeichnen, von denen ein Einfluss auf die Wahl von AfD und Linkspartei zu erwarten ist. Dies betrifft vor allem die Position zur Zuwanderung und die Unzufriedenheit mit der bundesdeutschen Demokratie, aber auch das Gefühl, die eigene Meinung nicht frei äußern zu können.

In multivariater Betrachtung zeigt sich, dass diese drei Einstellungen gemeinsam mit den Präferenzen zum Thema Steuern/Sozialleistungen, dem Gefühl zunehmender gesellschaftlicher Ungerechtigkeit und der Wahrnehmung einer großen Distanz zwischen Volk und Eliten erhebliche Effekte auf die Unterstützung für beide Parteien haben. Dabei ist die Linkspartei bei Personen, die sich sowohl auf der sozio-ökonomischen Achse als auch bei der Zuwanderungsfrage als links einordnen, besonders erfolgreich. Bei der AfD ist es genau umgekehrt. Vom Eindruck zunehmender Ungerechtigkeit sowie einer Spaltung zwischen Volk und Elite profitieren beide Parteien; das Gleiche gilt für die Unzufriedenheit mit der Demokratie. Vom Gefühl fehlender Meinungsfreiheit hingegen kann ausschließlich die AfD profitieren. Dabei stellt sich allerdings die Frage, ob dieser Effekt tatsächlich kausal ist oder nicht zumindest teilweise die Polarisierung zwischen AfD-Anhängern und gesellschaftlicher Mehrheit (und auch die Möglichkeit einer zukünftigen Beobachtung durch den Verfassungsschutz) widerspiegelt.

Selbst unter Einbeziehung aller dieser Einstellungen bleibt aber für beide Parteien ein substantieller Regionaleffekt erhalten: Sowohl die AfD als auch die Linkspartei sind in den neuen Ländern insgesamt deutlich erfolgreicher,12 als dies allein auf Grund der Einstellungsunterschiede zu erwarten wäre — sei es aufgrund ihrer organisatorischen und personellen Stärke oder wegen anderer, hier nicht berücksichtigter Einstellungsunterschiede. Damit erfüllen beide Parteien alle in der Einleitung genannten Minimalkriterien für eine Regionalvertretung. Ob es der AfD gelingt, die Linke in dieser Rolle gänzlich abzulösen ist momentan jedoch ebenso offen wie die Frage, ob eine oder beide Parteien im Westen dauerhaft unter die Fünfprozenthürde fällt und damit tatsächlich zur ostdeutschen Regionalpartei wird.

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1 Veränderungen in der Zusammensetzung des Elektorats durch Neuzugänge, Wegzüge und Sterbefälle bleiben in dieser Perspektive unberücksichtigt.

2 Vor 2017 war ein solcher Zugang nur im Rahmen eines Antragsverfahrens möglich.

3 Zwar enthält der vom Bundestagswahlleiter erstelle Datensatz den amtlichen Schlüssel sowie den Namen der jeweiligen Gemeinde. Zahl, Größe, Aufgaben und Organisation der Gemeinden unterscheiden sich zwischen den Bundesländern aber sehr stark, so dass diese Informationen für bundesweite Analysen nicht verwertbar sind. So entfallen mehr als 2300 der rund 11000 Gemeinden in Deutschland auf das Land Rheinland-Pfalz, obwohl hier nur etwas weniger als fünf Prozent der deutschen Bevölkerung leben. Im Freistaat Sachsen, der vergleichbar viele Einwohnerinnen und Einwohner hat, existieren hingegen nur rund 420 Gemeinden.

Zudem schreibt die Bundewahlordnung vor, dass Wahlbezirke in denen weniger als 50 Personen ihre Stimme abgegeben haben, die Wahlurne an einen anderen Wahlbezirk desselben Kreises zur gemeinsamen Auszählung abgeben müssen, um das Wahlgeheimnis sicherzustellen. Dies betraf 2021 rund 400 Wahlbezirke.

Briefwahlbezirke sind vom Problem der fehlenden räumlichen Zuordenbarkeit in noch stärkerem Maße betroffen. Zwar korrespondieren Briefwahlbezirke in großen Städten oft mit einem einzigen Urnenwahlbezirk. In kleineren Städten existieren meist aber nur ein oder zwei Briefwahlbezirke für das gesamte Gebiet der Gemeinde. Außerhalb von Städten werden Briefwahlbezirke häufig gemeindeübergreifend gebildet.

4 Weil das Wahlgesetz die Urnenwahl als Regel betrachtet, ist umgekehrt auch in den Urnenwahlbezirken nicht ganz klar, wie hoch die Zahl der Wahlberechtigten tatsächlich ist, da hier nur die Erteilung eines Wahlscheins dokumentiert, der betreffende Name aber nicht in ein anderes Verzeichnis transferiert wird. Zwar wird ein Wahlschein in der Regel zur Briefwahl genutzt, es ist aber auch möglich, dass die betreffende Person in einem anderen Wahlbezirk des eigenen Wahlkreises oder sogar im ursprünglichen Wahlbezirk zu Wahl geht.

5 Solche extremen Werte finden sich in beiden Dresdner Bundestagswahlkreisen.

6 Hier und in allen folgenden Berechnungen wird die von der GLES bereitgestellte sozial- und regionalstrukturelle Gewichtungsvariable verwendet.

7 Einfache Bildung: kein Schulabschluss, Haupt- und Volksschulabschluss, Abschluss der Polytechnischen Oberschule (POS) mit der 8. oder 9. Klasse. Mittlere Bildung: Realschulabschluss, Mittlere Reife, Fachschulreife, Abschluss der POS mit der 10. Klasse. Hohe Bildung: alle Abschlüsse aber Fachoberschule/Fachhochschulreife.

8 Wie bei Wahlstudien üblich spielt die Nichtwahl in den GLES-Daten quantitativ fast keine Rolle.

9 Möglicherweise erklärt sich dies durch die Coronamaßnahmen, die sehr stark auf einen Schutz der älteren Generationen abzielten und im Gegenzug jüngere Menschen stärker belastet haben. Ohne entsprechende Hintergrundinformationen müssen solche Überlegungen aber spekulativ bleiben.

10 Die Vergleichswerte für die Linke liegen mit 45 bzw. 35 Prozent deutlich niedriger, bei den Grünen sind es 21 bzw. 33 Prozent.

11 Um die Lesbarkeit der Grafik zu verbessern, wurden die Wahrscheinlichkeiten nicht für alle elf Skalenpunkte sondern nur für die Werte 1, 4, 6, 8, 11 geschätzt.

12 Im Ergebnis sind in Ostdeutschland gewählte Abgeordnete in den Bundestagsfraktionen beider Parteien deutlich überrepräsentiert, und zwar noch stärker als schon 2017: 2021 wurden 36 Prozent der Abgeordneten der AfD und 45 Prozent der Abgeordneten der Linken in den neuen Ländern oder in Berlin gewählt. Der Anteil der Wahlberechtigten bzw. der abgegebenen Zweitstimmen aus diesen Bundesländern betrug hingegen nur 20.6 bzw. 19.9 Prozent.

Wahlverhalten in Ost-West-Perspektive (Bundestagswahl 2013)

Wahlverhalten in Ost-West-Perspektive (Bundestagswahl 2013) 1

1. Einleitung und Fragestellung: Eine Nation – zwei (oder mehr?) Wahlregionen

Die Bundestagswahl vom September 2013 fand fast ein Vierteljahrhundert nach der friedlichen Revolution statt und war bereits der siebte gesamtdeutsche Urnengang. Dennoch zeigen sich wie schon bei den bisherigen Bundestagswahlen markante Unterschiede im Wahlverhalten von Ost- und Westdeutschen.

In der Forschungsliteratur wurde bereits Mitte der 1990er Jahre auf solche dauerhafte und charakteristische Unterschiede im Wahlverhalten von Ost- und Westdeutschen hingewiesen (Falter und Klein 1994; Dalton und Bürklin 1995; Pickel et al. 1998). Als mögliche Ursachen für diese Unterschiede wurden und werden zwei Gruppen von Faktoren diskutiert, die sich zumindest analytisch voneinander unterscheiden lassen: Situative Einflüsse sind zumindest prinzipiell kurzfristig veränderbar und betreffen etwa regionale Unterschiede in der Wirtschaftsentwicklung oder der Dynamik des Arbeitsmarktes. Strukturelle Faktoren hingegen sind mittel- und vermutlich auch langfristig stabil.

Dieser Artikel gehört zu einer Serie von Beiträgen über die politischen Ost-West-Unterschiede in Deutschland

Unter diesen strukturellen Faktoren sind an erster Stelle die Sozialisationsbedingungen vor und nach der Wiedervereinigung zu nennen, die zu charakteristischen Unterschieden in der Verteilung politischer Einstellungen geführt haben (Fuchs 1996, 1999; Finkel et al. 2001; Arzheimer 2012; Fuchs und Roller 2013) und als politische Regionalkulturen interpretiert werden können (Schneider 2013). Hinzu kommen dauerhafte Unterschiede in der Verteilung sozialstruktureller Merkmale, die aufgrund der in Deutschland vorherrschenden cleavages eng mit politischen Grundpräferenzen und damit dem Wahlverhalten verbunden sind (Arzheimer und Schoen 2007). Trotz fortschreitender Modernisierungs- und Säkularisierungsprozesse ist in Ostdeutschland der Anteil der Personen, die sich selbst als “Arbeiter” betrachten, nach wie vor deutlich höher als in den alten Ländern, während der Anteil an (praktizierenden) Christen und insbesondere Katholiken weitaus niedriger liegt als im Westen.

Situative und Sozialisationsfaktoren werden gemeinsam für die je unterschiedlichen Muster im Wahlverhalten von Ost- und Westdeutschen verantwortlich gemacht. Diese kommen zustande, weil (1) Determinanten des Wahlverhaltens in beiden Regionen unterschiedlich verteilt sind oder (2) diese Determinanten regional unterschiedliche Wirkungen entfalten. Dabei sollte allerdings nicht übersehen werden, dass auch innerhalb der Großregionen Ost- und Westdeutschland erhebliche Unterschiede bezüglich der politischen Einstellungen bestehen, die für beträchtliche regionale Unterschiede im Wahlverhalten bzw. in der Ausgestaltung des Parteiensystems mitverantwortlich sind (Pappi und Shikano 2003; Niedermayer 2009).

Ziel dieses Kapitels ist es vor diesem Hintergrund zunächst, im folgenden Abschnitt das Ausmaß der Ost-West-Differenzen beschreibend zu erfassen. Im Anschluss daran werden sowohl für die Wahlbeteiligung als auch für die Wahlentscheidung Hypothesen über deren Ursachen getestet. Eine besondere Rolle spielen dabei naturgemäß wie schon in den früheren Ausgaben dieses Bandes (Arzheimer und Falter 2005; Kaspar und Falter 2009; Arzheimer und Falter 2013) die Wähler der Linken.

2. Das Wahlergebnis in Ost-West-Perspektive

In ihrer Studie zur Bundestagswahl 1998 hatten Arzheimer und Falter (1998) vorgeschlagen, die Ost-West-Unterschiede im Wahlverhalten mit einer Variante des bekannten Pedersen-Index (Pedersen 1983) zu quantifizieren. Dazu werden getrennt für die Unionsparteien, die SPD, die FDP, die Grünen, die Linke, die Gruppe aller “sonstigen” Parteien sowie die Nichtwähler die absoluten Prozentpunktdifferenzen zwischen dem Ergebnis der alten und der neuen Bundesländer aufsummiert und das Ergebnis durch zwei geteilt. Als Prozentuierungsbasis dient jeweils die Anzahl der Wahlberechtigten, um die Unterschiede in der Mobilisierung sichtbar zu machen. Im Land Berlin werden dabei die Wahlkreise im früheren Ostteil sowie die “gemischten” Wahlkreise “Berlin-Mitte” und “Berlin-Friedrichshain – Kreuzberg – Prenzlauer Berg Ost” den neuen Ländern, die Kreise in den ehemaligen westlichen Sektoren hingegen den alten Ländern zugerechnet.

Abbildung 1: Pedersen-Index für die Bundestagswahlen 1990-2013

Wahlverhalten in Ost-West-Perspektive (Bundestagswahl 2013) 2

Das Ergebnis dieser Berechnung ist eine Maßzahl, die hypothetisch Werte zwischen 0 (keine Ost-West-Unterschiede) und 100 (es gibt ausschließlich regional verankerte Parteien) annehmen kann. Für die Bundestagswahl 2013 erreicht der Index einen Wert von 17.3 und liegt damit deutlich niedriger als bei allen Bundestagswahlen von 1994 bis 2009 (vgl. Abbildung 1)1. Insbesondere beim Stimmenanteil der “sonstigen” Parteien (d.h. primär der AfD und der NPD) sind die globalen Unterschiede zwischen Ost und West relativ gering. Relevante Variationen treten hier vor allem innerhalb der Regionen auf. Auch die Unterschiede in der Aggregatvolatilität, die angibt, wie viele Wahlberechtigte (unter Vernachlässigung von Zu- und Abgängen) von Urnengang zu Urnengang mindestens ihr Wahlverhalten geändert haben müssen, haben sich nivelliert: Mit Werten von 8.5 bzw. 10.4 erreicht der Index in Westdeutschland seinen zweithöchsten, in Ostdeutschland hingegen seinen zweitniedrigsten Stand seit der Wiedervereinigung. Diesen relativ geringen Unterschieden zwischen den beiden Regionen stehen beträchtliche Differenzen innerhalb der alten bzw. der neuen Länder gegenüber (vgl. Abbildung 2).

Abbildung 2: Boxplot Aggregatvolatilität in West und Ost, Bundestagswahl 2013

Wahlverhalten in Ost-West-Perspektive (Bundestagswahl 2013) 3

Abbildung 3: Boxplot Anteil Nichtwähler in West und Ost, Bundestagswahl 2013

Wahlverhalten in Ost-West-Perspektive (Bundestagswahl 2013) 4

Dennoch bestehen weiterhin sehr deutliche Diskrepanzen zwischen den Ergebnissen beider Landesteile. Diese gehen auf eine Reihe von Faktoren zurück, die sich in ähnlicher Form bereits bei den vergangenen gesamtdeutschen Bundestagswahlen gezeigt haben.

Erstens hat sich der Anteil der Nichtwähler hat sich in den neuen Ländern gegenüber 2009 wieder etwas reduziert, liegt aber immer noch fünf Punkte über dem Wert für Westdeutschland. Diese einfache Mittelwertdifferenz unterschätzt zudem das wahre Ausmaß der Unterschiede: Obwohl es auch im Westen (vor allem in Bayern, Nordrhein-Westfalen und den Hansestädten) einige Wahlkreise mit sehr hohen Nichtwähleranteilen gibt, liegt der Nichtwähleranteil in 75 Prozent der westlichen Kreise unterhalb von 29 Prozent. In Ostdeutschland hingegen liegt der Anteil der Nichtwähler in 75 Prozent der Kreise oberhalb von 30 Prozent (siehe Abbildung 3).

Zweitens schneiden SPD und Union in Ostdeutschland deutlich schwächer ab als im Westen. Bei der Bundestagswahl 2013 betrug die Differenz für die Union knapp fünf, für die SPD fast acht Prozentpunkte. Setzt man west- und ostdeutsche Stimmenanteile ins Verhältnis, so erreichte die Union in den neuen Ländern nur rund 80, die SPD sogar nur rund 60 Prozent ihrer westdeutschen Mobilisierungsquote. Dies gilt in ähnlicher Weise auch für Bündnis 90/Die Grünen und für die FDP, die in den neuen Ländern nur 55 bzw. 49 Prozent ihrer westlichen Mobilisierungsquoten realisieren konnten.

Drittens bleibt das Abschneiden der Linken das Gegenstück zu dieser relativen Schwäche der Parteien, die bereits in der alten Bundesrepublik existierten. Die Linke erzielte in der östlichen Region ein knapp elf Prozentpunkte besseres Ergebnis als im Westen. 23 Jahre nach dem Ende der DDR und sechs Jahre nach dem Zusammenschluss von PDS und WASG erreicht die Partei damit in den neuen Ländern eine fast viermal so große Mobilisierungsrate wie im Westen. Gegenüber der Bundestagswahl 2009, bei der die Linke in Ostdeutschland etwa dreimal so erfolgreich war wie in den alten Ländern, hat sich die Schere zwischen den ost- und westdeutschen Ergebnissen somit wieder etwas weiter geöffnet. Anders als noch 2009 reichen die Resultate der Linken 2013 selbst in den westdeutschen Hochburgen kaum an die schwächsten Ergebnisse in Ostdeutschland heran (siehe Abbildung 4 und 5), was sicher auch mit dem Rückzug Oskar Lafontaines aus der Parteispitze zu tun hat.

Abbildung 4: Zweitstimmenanteil der Linkspartei auf Wahlkreisebene, Bundestagswahl 2013

Wahlverhalten in Ost-West-Perspektive (Bundestagswahl 2013) 5

Obwohl in der Vergangenheit teils noch weitaus dramatischere Unterschiede zu beobachten waren – so erreichte die PDS zwischen 1990 und 2005 höchstens 0.9 Prozent der westdeutschen Wahlberechtigten und damit maximal ein Dreizehntel ihres ostdeutschen Wähleranteils – sind diese Diskrepanzen keineswegs nur von akademischem Interesse. So lag die FDP in den westdeutschen Wahlkreisen mit 5.1 Prozent der gültigen Stimmen knapp über der Fünfprozenthürde und ist somit letztlich am Wahlverhalten der Ostdeutschen gescheitert. Im Ergebnis hätte die schwarz-gelbe Koalition in den alten Ländern mit reduzierter Mehrheit weiterregieren können. Im Osten hingegen wäre der AfD mit einem Anteil von 5.8 Prozent der gültigen Zweitstimmen der Einzug in den Bundestag gelungen, und die Partei hätte mehr Sitze gewonnen als Bündnis 90/Die Grünen. Zugleich schnitt hier wie schon bei der Wahl von 2009 die Linke deutlich stärker ab als die SPD. Auch für die Bundestagswahl 2013 ist es deshalb gerechtfertigt, von zwei deutschen Elektoraten (Dalton und Bürklin 1995) zu sprechen.

3. Determinanten der Wahlbeteiligung im Ost-West-Vergleich

Eine niedrige Wahlbeteiligung wird häufig als problematisch betrachtet, nicht zuletzt, weil sie in der Regel zu einer ungleichen Repräsentation gesellschaftlicher Interessen führt (Lijphart 1997). In der Vergangenheit waren in Ostdeutschland vor allem bei Landtagswahlen teils sehr niedrige Beteiligungsraten zu verzeichnen (Arzheimer und Falter 2005). Auf nationaler Ebene markiert die Bundestagswahl 2009, bei der mehr als ein Drittel der ostdeutschen Wahlberechtigten auf ihr Wahlrecht verzichtet haben, den bisherigen Tiefpunkt dieser Entwicklung.

Wie im vorherigen Abschnitt skizziert, ist die ostdeutsche Wahlbeteiligung 2013 wieder leicht angestiegen, sodass sich die Lücke zwischen Ost und West auf fünf Prozentpunkte (72.5 vs. 67.6 Prozent) reduziert hat. Mit den Daten der GLES (Vorwahlbefragung) wird für beide Landesteile eine deutlich höhere Wahlbeteiligung Prozent geschätzt (ungewichtete Daten). Ein solches overreporting der Wahlbeteiligung ist in Umfragen üblich und erklärt sich durch den Effekt der sozialen Erwünschtheit, die höhere Bereitschaft politisch interessierter Bürger, sich an Wahlen und Umfragen zu beteiligen, und die tatsächliche Unsicherheit über das zukünftige Verhalten2.

Interessanter als eine exakte Replikation der Wahlbeteiligungsraten ist jedoch die Frage, welche Motive und Merkmale hinter der Wahlbeteiligung stehen, und ob sich deren Wirkung in Ost und West unterscheidet. Aus der Nichtwählerforschung ist bekannt, dass politisches Interesse, Zufriedenheit mit dem Funktionieren der Demokratie, das Vorliegen von Parteibindungen, die Wahrnehmung einer Wahlbeteiligungsnorm sowie die soziale Integration der Wahlberechtigten einen positiven Effekt auf die Wahlbeteiligung haben. Darüber hinaus lassen sich oft selbst unter Kontrolle dieser Variablen Effekte der formalen Bildung, des Geschlechtes und des Lebensalters nachweisen (Caballero 2005, 2014). Letztere werden oft als Kohorten- bzw. Sozialisationseffekte interpretiert, können aber auch das Resultat unterschiedlicher Interessenlagen der verschiedenen Altersgruppen sein (Arzheimer 2006).

Vor diesem Hintergrund stellt sich die Frage, ob die niedrigere Wahlbeteiligung der Ostdeutschen primär auf eine unterschiedliche Zusammensetzung der Elektorate zurückgeht, oder ob Merkmale, die im Westen die Wahlbeteiligung steigern, in den neuen Ländern eine schwächere Wirkung entfalten. So wäre es denkbar, dass die Wahlbeteiligung in Ostdeutschland niedriger ist, weil weniger Menschen sich den Parteien verbunden fühlen und der Grad der politischen Unzufriedenheit höher ist. Möglich wäre es aber auch, dass Parteibindungen und politische Zufriedenheit in Ostdeutschland aufgrund unterschiedlicher Sozialisationserfahrungen weniger eng mit dem Wahlakt verknüpft sind.

Um diese Frage zu untersuchen, wurde mit den Vorwahldaten der GLES ein binär-logistisches Modell der Wahlbeteiligung geschätzt, das die wichtigsten der aus der Nichtwählerforschung bekannten Einflussfaktoren enthält: Neben den Kontrollvariablen Alter, Geschlecht und Bildung sind dies auf der Einstellungsebene die Zufriedenheit mit dem Funktionieren der Demokratie in Deutschland und das politische Interesse. Hinzu kommen die Mitgliedschaft in einer Gewerkschaft, die Häufigkeit des Gottesdienstbesuches (selten oder nie vs. mehrmals im Jahr vs. häufig) sowie die Haushaltsgröße (Einpersonenhaushalte vs. Mehrpersonenhaushalte) als Indikatoren für den Grad der sozialen Integration3.

Die Querschnittsbefragungen der GLES basieren auf dem ADM-Mastersample, d.h. auf einer mehrstufigen Zufallsauswahl. Um dem Rechnung zu tragen, wurden die in Stata 13 implementierten Survey-Kommandos sowie die für die GLES errechneten kombinierten Haushalts-, Transformations- und Designgewichtete genutzt. Die beiden Regionen wurden dabei als Strata, die 244 sampling points der Vorwahluntersuchung als erste Auswahlebene definiert. Da es sich bei diesen sampling points um Stimmbezirke handelt und pro Wahlkreis in der Regel in höchstens zwei Stimmbezirken interviewt wurde, wird auf diese Weise die politische Kontextstruktur der Bundestagswahl berücksichtigt4.

Geschätzt wurden drei Varianten des Modells, die drei verschiedenen Hypothesen über die Ursachen von Ost-West-Unterschieden entsprechen. In der ersten und komplexesten Variante wird davon ausgegangen, dass sich sowohl das allgemeine Niveau der Wahlbeteiligung als auch die Stärke der Effekte, die auf die individuelle Beteiligungsabsicht wirken, zwischen beiden Regionen unterscheiden, also ein Interaktionseffekt zwischen den verschiedenen Individualmerkmalen einerseits und der Region andererseits besteht. Das Gegenstück zu diesem “Interaktionsmodell” ist ein “Kompositionsmodell”, das davon ausgeht, dass die Ost-West-Unterschiede ausschließlich darauf zurückgehen, dass sich das ostdeutsche und das westdeutsche Elektorat in ihrer Zusammensetzung unterscheiden. Das “Residualmodell” stellt einen Kompromiss zwischen diesen beiden Spezifikationen dar. Aus seiner Perspektive gibt es keinen qualitativen Unterschied zwischen den Wirkungsmechanismen in Ost und West; es bleibt aber ein Unterschied im Niveau der Wahlbeteiligung bestehen, der sich nicht vollständig auf die je unterschiedliche Komposition der Elektorate reduzieren lässt.

Tabelle 1: Determinanten der Wahlbeteiligung 2013

(1Interaktion)

(2 Residual)

(3 Komposition)

Mann

-0.1

-0.2

-0.2

(0.2)

(0.2)

(0.2)

Ost

1.6

0.3

(2.0)

(0.2)

Mann X Ost

-0.3

(0.4)

Bildung: mittel

0.6*

0.7**

0.7**

(0.3)

(0.2)

(0.2)

Bildung: hoch

1.5**

1.3***

1.3***

(0.5)

(0.4)

(0.4)

Bildung: mittel X Ost

0.3

(0.5)

Bildung: hoch X Ost

-0.5

(0.7)

PI vorhanden

1.2***

1.2***

1.2***

(0.2)

(0.2)

(0.2)

PI vorhanden X Ost

0.0

(0.4)

Zufriedenheit: Demokratie

0.4**

0.4***

0.4***

(0.1)

(0.1)

(0.1)

Ost X Zufriedenheit: Demokratie

0.1

(0.2)

Alter X Alter

0.0

0.0

0.0

(0.0)

(0.0)

(0.0)

Alter

0.0

0.0

0.0

(0.0)

(0.0)

(0.0)

Ost X Alter X Alter

-0.0

(0.0)

Ost X Alter

0.0

(0.1)

Kirchgang: gelegentlich

0.4

0.5*

0.5

(0.3)

(0.2)

(0.2)

Kirchgang: haeufig

-0.2

-0.1

-0.1

(0.3)

(0.3)

(0.3)

Kirchgang: gelegentlich X Ost

0.6

(0.4)

Kirchgang: haeufig X Ost

0.2

(0.6)

Gewerkschaftsmitglied

0.2

0.0

0.0

(0.3)

(0.3)

(0.3)

Gewerkschaftsmitglied X Ost

-0.6

(0.5)

Einpersonenhaushalt

-0.1

-0.1

-0.1

(0.2)

(0.2)

(0.2)

Einpersonenhaushalt X Ost

0.1

(0.3)

Politikinteresse

1.4***

1.3***

1.3***

(0.2)

(0.1)

(0.1)

Ost X Politikinteresse

-0.6*

(0.2)

Konstante

-5.6***

-5.3***

-5.3***

(1.0)

(0.9)

(0.9)

N

1752.0

1752.0

1752.0

AICW

1195.5

1189.7

1188.9

Anmerkungen:Einträge sind unstandardisierte binär-logistische Koeffizienten. Wertebeereich der unabhängigen Variablen: Bildung 1-3 (bis Hauptschulabschluss – Mittlere Reife – Fachhochschulreife und höher); Demokratiezufriedenheit 1-5 (sehr unzufrieden bis sehr zufrieden); Alter 17-100; Kirchgangshäufigkeit 0-2 (selten/einmal pro Jahr – mehrmals pro Jahr – einmal im Monat und häufiger) – ; Politikinteresse 1-5 (überhaupt nicht bis sehr stark interessiert); Ost (neue Länder plus Berlin), PI, Gewerkschaftsmitgliedschaft; Einpersonenhaushalt 0-1. Standardfehler in Klammern und Parameterschätzungen berücksichtigen die von der GLES bereitgestellten Informationen zur Stichprobenziehung. Signifikanzniveaus: * p < 0.05; ** p < 0.01; *** p < 0.001.

Tabelle 1 zeigt zunächst, dass sich die Parameterschätzungen über die drei Spezifikationen hinweg kaum unterscheiden. Mittlere und vor allem höhere formale Bildung steigern die (berichtete) Wahlbeteiligung sehr deutlich. Noch stärker ausgeprägt ist der positive Effekt, der vom Vorhandensein einer Parteibindung ausgeht. Haushaltsgröße und Gewerkschaftsmitgliedschaft als Indikatoren sozialer Integration haben hingegen keinen signifikanten Einfluss auf die Wahlteilnahme, während der Effekt des Gottesdienstbesuches ambivalent ist (und sich am Rande der statistischen Signifikanz bewegt): Gelegentliche Kirchgänger beteiligen sich häufiger als Personen, die regelmäßig oder selten bzw. nie am Gottesdienst teilnehmen. Einen leicht positiven Effekt, der sich in den ältesten Generationen etwas abschwächt, hat darüber hinaus das Lebensalter.

Den mit Abstand stärksten Effekt haben aber die beiden Einstellungsvariablen Politikinteresse und Zufriedenheit mit dem Funktionieren der Demokratie in Deutschland. So erhöht (unabhängig von der gewählten Modellierungsvariante) ein sehr hoher (5 Skalenpunkte) gegenüber einem sehr niedrigen (1 Skalenpunkt) Grad der Zufriedenheit die Wahrscheinlichkeit der Wahlbeteiligung um fast zwanzig Prozentpunkte auf mehr als 86 Prozent. Ein großes (5) Interesse an politischen Fragen erhöht gegenüber einem minimalen (1) Interesse die Wahlbeteiligungswahrscheinlichkeit sogar um 40 Prozentpunkte von 46 auf mehr als 98 Prozent.5

Die Schätzungen der Haupteffekte sind über die drei Spezifikationen hinweg fast identisch. Welcher der drei Modellierungsvarianten sollte nun der Vorzug gegeben werden? Wegen der großen Zahl von Produkttermen ist das Interaktionsmodell weitaus komplexer als das Residual- oder das Kompositionsmodell. Mit Hilfe von Informationsmaßen (AIC, BIC) lässt sich überprüfen, ob diese zusätzliche Komplexität durch eine entsprechend bessere Anpassung des Modells an die Daten zu rechtfertigen ist. Bei der Betrachtung konkurrierender Modelle sollte dabei demjenigen mit dem kleinsten Wert der Vorzug gegeben werden. Allerdings ist die Berechnung von AIC und BIC in Stata 13 bei Verwendung der Survey-Schätzverfahren aufgrund der besonderen Form der Varianzschätzung nicht möglich. Ersatzweise wurde deshalb unter Rückgriff auf in der Stata-Erweiterung MIINC (Luchman 2014) enthaltenen Code das für Survey-Daten gewichtete AIC (AICW, siehe Scott 2013) herangezogen.

Aus den nicht-signifikanten Interaktionseffekten in Tabelle 1 lässt sich ablesen, dass sich die Modelle insgesamt nur geringfügig unterscheiden. Dementsprechend weist das Kompositionsmodell mit seiner sehr einfachen Struktur das günstigste AICW auf, wobei die Unterschiede zum Residualmodell gering sind. Inhaltlich bedeutet dies, dass die niedrigere Wahlbeteiligung in Ostdeutschland primär auf die geringere Zufriedenheit mit dem Funktionieren der Demokratie, das niedrigere Politikinteresse, den kleineren Anteil parteigebundener Bürger, sowie den etwas geringeren Anteil an formal hochgebildeten Wählern zurückgeht.

4. Die Wahlentscheidung in beiden Regionen

Wie oben dargelegt, unterscheiden sich beide Regionen nicht nur bezüglich der Wahlbeteiligung sondern auch bei der Wahlentscheidung nach wie vor sehr deutlich. Hierfür sind grundsätzlich zwei Erklärungen denkbar: Zum einen könnte das politische Angebot unterschiedlich wahrgenommen werden. Dies betrifft vor allem die Linke, deren Vorgängerpartei PDS im Westen kaum präsent, im Osten hingegen auf Landesebene ein prominenter und wichtiger Akteur war. Zum anderen ist klar, – und darauf konzentriert sich die Forschung der letzten beiden Dekaden – dass sich die Struktur der Politiknachfrage zwischen beiden Landesteilen sehr deutlich unterscheidet. Für die Bundestagswahl 2009 haben Arzheimer und Falter

Abbildung 6: Multidimensionale Skalierung der impliziten Ähnlichkeitsurteile über die Parteien auf Grundlage der Sympathieskalometer (alte Bundesländer)

Wahlverhalten in Ost-West-Perspektive (Bundestagswahl 2013) 6

Abbildung 7: Multidimensionale Skalierung der impliziten Ähnlichkeitsurteile über die Parteien auf Grundlage der Sympathieskalometer (neue Bundesländer und Berlin)

Wahlverhalten in Ost-West-Perspektive (Bundestagswahl 2013) 7

(2013: 132-134) gezeigt, dass trotz einiger interessanter Unterschiede im Detail die Konfiguration des Parteiensystems in Ost- und Westdeutschland mittlerweile sehr ähnlich wahrgenommen wird. Dies gilt im Grundsatz auch für die Bundestagswahl 2013. Zwar zeigen sich in den Daten der Wahlstudie insbesondere bei der Linken, aber auch bei der AfD weiterhin systematische Ost-West-Unterschiede bezüglich der Einordnung der Parteien auf der allgemeinen Links-Rechts-Skala sowie auf themen- bzw. politikfeldspezifischen Skalen, die vermutlich durch Projektionseffekte (Merrill et al. 2001) zu erklären sind. Eine Multidimensionale Skalierung über die impliziten Ähnlichkeitsurteile, die sich aus den Sympathieskalometern ableiten lassen (Arzheimer und Falter 2013: 133), zeigt aber für beide Regionen ein sehr ähnliches Bild (vgl. Abbildungen 6 und 7): FDP und Union werden als (rechtes) Regierungslager wahrgenommen, SPD, Grüne und Linke bilden das etwas heterogenere (linke) Oppositionslager, während die AfD als neue Partei relativ weit entfernt von beiden Gruppen positioniert wird. Unterschiedliche Wahrnehmungen des Parteiensystems können deshalb nicht maßgeblich für die Unterschiede im Wahlverhalten verantwortlich sein6. Vielmehr müssen diese auf die weitgehend bekannten Unterschiede auf der Nachfrageseite zurückgehen.

Tabelle 2 (die wiederum auf den in Stata 13 implementierten Survey-Schätzern und der Anwendung aller in den GLES-Daten enthaltenen Gewichte basiert) zeigt, dass die bei früheren Wahlen zu verzeichnenden Differenzen zwischen Ost- und Westdeutschland auch 2013 stark ausgeprägt waren. Dies betrifft einerseits die kurz- und mittelfristigen Faktoren. So wurde in den neuen Ländern die Wirtschaftslage negativer, die Leistungen der schwarz-gelben Bundesregierung aber insgesamt etwas positiver bewertet als im Westen. Auch die Euro-Schuldenkrise löst hier (noch) weniger Beunruhigung aus als in den alten Ländern. Vor allem aber war Gregor Gysi als (alleiniger) Spitzenkandidat der Linken in den neuen Ländern im Mittel sehr viel beliebter als in den alten.

Zugleich zeigen sich aber auch bei den langfristig stabilen Dispositionen weiterhin substantielle Unterschiede zwischen den Regionen. Diese betreffen zunächst die Prävalenz und Verteilung der Parteiidentifikationen, aber auch die Links-Rechts-Selbsteinstufung, die relative Gewichtung von Steuern und Sozialleistungen, sowie den Wunsch nach staatlichen Eingriffen zur Herstellung einer “gerechteren” Einkommensverteilung. Gegenüber den Ergebnissen früherer Studien stark abgeschwächt haben sich die regionalen Unterschiede in der Bewertung des Sozialismus als Ordnungsprinzip. Geradezu dramatisch hingegen ist die (noch) stärkere Ablehnung des Zuzugs von Ausländern durch die Ostdeutschen.

Tabelle 2: Ost-West-Unterschiede in den politischen Einstellungen (Einträge: Skalenpunkte bzw. Prozente)

Einstellung

West

Ost

Allgemeine Wirtschaftslage gut

3.5

3.5

Zufriedenheit Regierung

6.1

6.7

Schuldenkrise: Angst

3.3

2.6

Bewertung Merkel

7.3

7.6

Bewertung Steinbrück

6.5

6.4

Bewertung Brüderle

4.9

5.0

Bewertung Trittin

5.4

5.4

Bewertung Gysi

5.5

6.8

PI CDU/CSU

33.1

29.9

PI SPD

24.8

17.2

PI FDP

2.1

1.7

PI B90/Grüne

10.9

7.2

PI Linke

4.0

14.2

PI: alle

78.6

72.8

Links-Rechts-Selbsteinstufung

5.5

4.9

Sozialismus gute Idee

2.9

3.0

Steuern/Sozialleistungen

5.8

6.0

Ablehnung: Zuwanderung

6.5

7.3

Gerechte Gesellschaft

4.3

4.4

Eintragungen sind Prozentwerte (Anteile mit entsprechender PI) bzw. Mittelwerte, bei deren Berechnung die von der von der GLES bereitgestellten Informationen zur Stichprobenziehung berücksichtigt wurden. Wertebereiche: Wirtschaftslage: 1-5 (sehr schlecht bis sehr gut); Zufriedenheit mit Leistungen der Bundesregierung: 1-11 (sehr unzufrieden bis sehr zufrieden); Angst vor Auswirkungen der Euro-Schuldenkrise 1-5 (überhaupt keine bis sehr große Angst); Bewertungen Spitzenkandidaten 1-11 (halte überhaupt nichts bis halte sehr viel von diesem Politiker); Links-Rechts-Selbsteinstufung 1-11 (ganz links bis ganz rechts); Sozialismus ist eine gute Idee, die schlecht ausgeführt wurde 1-5 (trifft überhaupt nicht zu bis trifft voll und ganz zu); Steuern/Sozialleistungen 1-11 (mehr Sozialleistungen, auch wenn dafür Steuern erhöht werden müssen bis niedrigere Steuern, auch wenn dafür Sozialleistungen gekürzt werden müssen); Zuwanderung 1-11 (Zuzug von Ausländern erleichtern bis Zuzug von Ausländern einschränken); Gerechte Gesellschaft wichtig 1-5 (überhaupt nicht wichtig bis sehr wichtig).

In früheren Untersuchungen zum Wahlverhalten in Ost- und Westdeutschland kamen meistens multinomiale logistische Regressionsmodelle zum Einsatz. Diese haben den Nachteil, dass die Zahl der zu schätzenden Parameter der Zahl der unabhängigen Variablen mal der Zahl der betrachteten Parteien minus eins entspricht und dementsprechend sehr groß ist. Hinzu kommen die Konstanten. Durch die Aufnahme von Interaktionstermen, die benötigt werden, um Ost-West-Unterschiede in der Wirkung der unabhängigen Variablen zu testen, verdoppelt sich die Zahl der Parameter noch einmal.

Mit Hilfe konditionaler logistischer Regressionsmodelle (Alvarez und Nagler 1998), die für parteispezifische unabhängige Variablen wie z.B. die Parteiidentifikation nur einen einzigen Parameter schätzen, lässt sich dieses Problem abmildern. Die linke Spalte der Tabelle 3 zeigt die Parameterschätzungen für eine solche sparsame Modellierung der Wahlentscheidung, die dem im vorangegangenen Abschnitt vorgestellten Kompositionsmodell entspricht. Die Wahlabsicht (Vorwahlbefragung) wird hier auf die PI, die Bewertung des jeweiligen Spitzenkandidaten sowie auf die Entfernung von der Partei in einem eindimensionalen, durch die Links-Rechts-Skala aufgespannten Politikraum zurückgeführt. Letztere wurde berechnet, indem die Links-Rechts-Einstufungen der Parteien durch die Befragten von deren Links-Rechts-Selbsteinstufung subtrahiert und dann der Betrag gebildet wurde.

Wenn man die Abstände auf der Links-Rechts-Skala als Maß für die grundlegende Übereinstimmung mit dem programmatischen Angebot der Parteien betrachtet, sind damit die drei Hauptkomponenten des Ann-Arbor-Modells vertreten. Da die Links-Rechts-Einstufung allerdings sehr generisch ist, wurden zusätzlich noch zwei Items berücksichtigt, die sich ebenfalls auf politische Inhalte beziehen, aber zugleich stellvertretend für die ökonomische bzw. die gesellschaftspolitische Subdimension der Links-Rechts-Achse stehen können: die Ablehnung einer weiteren Zuwanderung nach Deutschland sowie die Einstellung zum Sozialismus als politischem Ordnungsprinzip. Letztere ist von besonderem Interesse, da sie in der Vergangenheit eine wichtige Rolle für die Wahl der PDS in den neuen Ländern gespielt hat (u.a. Arzheimer/Falter 1998).

Tabelle 3: Determinanten der Wahlentscheidung 2013

(1)(2)(3)
PI2.0***2.1***1.9***
(0.2)(0.2)(0.2)
Bewertung Kandidat0.6***0.5***0.5***
(0.1)(0.1)(0.1)
Ideologische Distanz-0.4***-0.4***-0.4***
(0.1)(0.1)(0.1)
Union0.50.50.6
(0.6)(0.6)(0.7)
FDP1.01.00.9
(0.7)(0.7)(0.7)
B90Grüne0.80.80.8
(0.8)(0.8)(0.8)
Linke0.30.3-0.1
(0.8)(0.8)(1.0)
Union: Sozialismus gute Idee-0.2-0.2-0.3
(0.1)(0.1)(0.2)
FDP: Sozialismus gute Idee-0.4*-0.4*-0.4*
(0.2)(0.2)(0.2)
B90Grüne: Sozialismus gute Idee0.00.00.0
(0.2)(0.2)(0.2)
Linke: Sozialismus gute Idee0.20.20.2
(0.2)(0.2)(0.2)
Union: Ablehnung Zuwanderung-0.0-0.0-0.0
(0.1)(0.1)(0.1)
FDP: Ablehnung Zuwanderung-0.0-0.00.0
(0.1)(0.1)(0.1)
B90Gruene: Ablehnung Zuwanderung-0.1-0.1-0.1
(0.1)(0.1)(0.1)
Linke: Ablehnung Zuwanderung-0.2**-0.2**-0.2*
(0.1)(0.1)(0.1)
Union X Ost0.3-0.2
(0.3)(1.4)
FDP X Ost-0.7-0.5
(0.5)(1.9)
B90Grüne X Ost-0.5-1.3
(0.4)(1.5)
Linke X Ost-0.02.4
(0.4)(1.6)
PI X Ost0.9*
(0.4)
Bewertung Kandidat X Ost0.1
(0.2)
Ideologische Distanz X Ost-0.0
(0.1)
Union: Sozialismus gute Idee X Ost0.1
(0.3)
FDP: Sozialismus gute Idee X Ost0.3
(0.3)
B90Grüne: Sozialismus gute Idee X Ost0.4
(0.3)
Linke: Sozialismus gute Idee X Ost-0.2
(0.3)
Union: Ablehnung Zuwanderung X Ost-0.0
(0.1)
FDP: Ablehnung Zuwanderung X Ost-0.2
(0.3)
B90Grüne: Ablehnung Zuwanderung X Ost-0.1
(0.2)
Linke: Ablehnung Zuwanderung X Ost-0.3
(0.2)
N5589.05589.05589.0
AICW5831.55808.75776.0

Anmerkungen: Werte sind unstandardisierte konditional-logistische Koeffizienten. Effekte personenspezifischer Variablen werden mithilfe parteispezifischer Konstanten und Interaktionsterme abgebildet Wertebereich ideologische Distanz (Links-Rechts-Einstufung selbst-Partei) 0-10; alle anderen Variablen wie in Tabellen 1 und 2. Standardfehler in Klammern und Parameterschätzungen berücksichtigen die von der GLES bereitgestellten Informationen zur Stichprobenziehung. Signifikanzniveaus: * p < 0.05; ** p < 0.01; *** p < 0.001.

Aus Tabelle 3 geht zunächst hervor, dass Parteiidentifikation, Sympathie für den jeweiligen Kandidaten sowie die inhaltliche Nähe zu den Parteien wie erwartet sehr starke Effekte auf die Wahlabsicht haben. Dabei ist zu beachten, dass die Sympathieskalometer bzw. die ideologischen Skalen mit jeweils elf Punkten zwar eine sehr große Spannweite und damit potentiell auch einen sehr großen Effekt haben. Während ein Befragter aber mehrere Kandidaten positiv bewerten und mehrere Parteien als ideologisch nahestehend betrachten kann, so dass schlussendlich nur das Parteien- bzw. Kandidatendifferential von Bedeutung ist, schließt das Vorliegen einer Identifikation mit einer bestimmten Partei das gleichzeitige Vorliegen alternativer Identifikationen zumindest in der hier gewählten Operationalisierung aus.

Deshalb hat die Parteiidentifikation letztlich den stärksten Effekt: Für diejenigen Befragten, die sich selbst mit einer Partei identifizieren, schätzt das Modell die Wahrscheinlichkeit einer PI-konformen Wahl auf rund 86 Prozent. Für Kandidaten, die sehr positiv (mehr als neun Punkte) bewertet werden, liegt die mittlere geschätzte Wahlwahrscheinlichkeit hingegen bei 74 Prozent, für Parteien, die sehr nahe (null oder einen Skalenpunkt entfernt) bei der eigenen Position eingeordnet werden, sogar nur bei 37 Prozent.7

An diesem letztgenannten Punkt zeigt sich, dass die ideologische Nähe in vielen Fällen im Sinne der Zuordnung zu einem Lager zu interpretieren ist. Deshalb lohnt ein Blick auf die Wirkung der beiden verbleibenden Einstellungsvariablen, für die jeweils ein parteispezifischer Effekt geschätzt wird. Dieser gibt einen Eindruck davon, inwieweit die jeweilige Einstellung die Wahlchancen der betreffenden Partei gegenüber der SPD beeinflusst, die hier als Referenzkategorie dient. Im Ergebnis zeigen sich in dieser Perspektive nur zwei signifikante Zusammenhänge: Eine positive Bewertung des Sozialismus als Ordnungsidee reduziert die Wahlchance der FDP gegenüber der SPD; eine kritische Haltung zur Zuwanderung hat den analogen Effekt auf die Wahlchancen der Linken. Anders, als man erwarten könnte, differenziert die Einstellung zum Sozialismus nicht mehr zwischen SPD- und Linken-Wählern.

Gegen diesen letzteren Befund ließe sich erstens einwenden, dass die Bewertung der Kandidaten und die Wahrnehmung der ideologischen Positionen möglicherweise von der Wahlabsicht beeinflusst und deshalb nicht strikt endogen sind. Dies könnte wiederum dazu führen, dass die Effekte dieser Variablen überschätzt, die Wirkung der übrigen Einstellungen hingegen unterschätzt wird. Mit den vorhandenen Daten gibt es allerdings keine Alternative zu der hier gewählten Vorgehensweise. Zweitens stellt sich aber wiederum die Frage, ob sich nicht nur die Verteilung, sondern auch die Wirkung der Einstellungen zwischen Ost- und Westdeutschland unterscheidet.

Das Modell wurde deshalb in zwei Schritten um entsprechende Interaktionsterme erweitert. Zunächst wurden Produktvariablen aus der Befragungsregion und dem Basiseffekt für die jeweilige Partei gebildet, der eventuelle Differenzen in der Popularität der Parteien erfassen soll, die nicht auf die hier betrachteten Variablen zurückgehen (zweite Spalte). Dies entspricht dem oben formulierten Residualmodell. Hier zeigen sich jedoch keinerlei signifikante Ost-West-Unterschiede.

Deshalb wurden im Anschluss weitere Produktterme für die Region und die im Modell enthaltenen Einstellungsvariablen gebildet (dritte Spalte). Diese verbessern die Anpassung an die Daten zwar deutlich; es wird jedoch nur ein signifikanter Effekt geschätzt: Anders, als man vielleicht vermuten könnte, entfalten die Parteiidentifikationen in den neuen Ländern eine nochmals deutlich stärkere Wirkung als im Westen. Im Ergebnis bedeutet dies, dass die Ost-West-Unterschiede in der Wahlentscheidung im Wesentlichen auf die je unterschiedliche Verteilung von Parteiidentifikationen, allgemeinen ideologischen Präferenzen und Kandidatensympathien zurückgehen.

5. Fazit und Ausblick

Fast 25 Jahre nach dem Ende der DDR unterscheidet sich das Wahlverhalten in Ostdeutschland immer noch sehr deutlich von dem in den alten Ländern, auch wenn sich die Differenzen gegenüber den 1990er und frühen 2000er Jahren etwas abgeschwächt haben: Die Wahlbeteiligung ist deutlich niedriger, die Linke sehr viel stärker und die Bonner Parteien dementsprechend deutlich schwächer als in den alten Ländern. Wie die Analysen dieses Kapitels gezeigt haben, entfalten politische Einstellungen in beiden Regionen jedoch sehr ähnliche Wirkungen. Diese Befunde lassen sich deshalb plausibel auf die fortbestehenden Besonderheiten in den politischen Kulturen beider Regionen (Arzheimer 2012) und damit auf mittel- bis langfristig stabile Unterschiede in den politischen Präferenzen in den beiden Landesteilen zurückführen.

Das Fortbestehen eines regionalen Parteiensystems in Ostdeutschland und die daraus resultierende Spaltung des linken Lagers in drei Parteien haben bedeutende Folgen für die Mehrheitsverhältnisse im Bundesrat, vor allem aber auch für die Möglichkeiten der Koalitionsbildung auf der Bundesebene. Womöglich werden SPD und Grüne schon 2017 wieder vor der Frage stehen, ob sie das Wagnis einer rot-rot-grünen Bundesregierung eingehen oder sich für eine Partnerschaft mit der Union bzw. die Oppositionsrolle entscheiden sollen.

Bei allem berechtigten politischen und wissenschaftlichem Interesse an den innerdeutschen Ost-West-Gegensätzen sollten aber zwei Punkte nicht vergessen werden: Zum einen existieren seit langer Zeit beträchtliche und teils sehr stabile politische Unterschiede innerhalb der einzelnen Regionen wie etwa das Beispiel Bayerns zeigt. Zum anderen bestehen in anderen westeuropäischen Ländern wie Belgien, Spanien oder selbst Großbritannien von regionalen Parteisystemen überwölbte politische Konflikte, an denen in absehbarer Zeit die territoriale Integrität der betreffenden Staaten scheitern könnte. Vor diesem Hintergrund sollten die Unterschiede zwischen alten und neuen Ländern mit einer gewissen Gelassenheit betrachtet werden.

Literatur

Ajzen, Icek, und Martin Fishbein, 1980: Understanding Attitudes and Predicting Social Behaviour. Englewood Cliffs: Prentice-Hall.

Alvarez, R. Michael, und Jonathan Nagler, 1998: When Politics and Models Collide. Estimating Models of Multiparty Elections, American Journal of Political Science 42: 55-96.

Arzheimer, Kai, 2006: Jung, Dynamisch, Nichtwähler? Der Einfluß von Lebensalter und Kohortenzugehörigkeit auf die Wahlbereitschaft. S. 317-335 in: Edeltraud Roller, Frank Brettschneider und Jan van Deth (Hg.): “Voll Normal”. Der Beitrag Der Politischen Soziologie Zur Jugendforschung. Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwissenschaften.

Arzheimer, Kai, 2012: Twenty Years After: Sozial- und wirtschaftspolitische Einstellungen von Ost- und Westdeutschen im Vergleich. S. 299-336 in: Silke I. Keil und S. Isabell Thaidigsmann (Hg.): Zivile Bürgergesellschaft und Demokratie. Aktuelle Ergebnisse der empirischen Politikforschung. Festschrift für Oscar Gabriel zum 65. Geburtstag. Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwissenschaften.

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

Arzheimer, Kai, und Jürgen W. Falter, 2005: Goodbye Lenin? Bundes- und Landtagswahlen seit 1990: Eine Ost-West-Perspektive. S. 244-283 in: Jürgen W. Falter, Oscar W. Gabriel und Bernhard Weßels (Hg.): Wahlen und Wähler. Analysen aus Anlaß Der Bundestagswahl 2002. Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwissenschaften.

Arzheimer, Kai, und Jürgen W. Falter, 2013: Versöhnen statt Spalten? Das Ergebnis der Bundestagswahl 2009 und die Rolle der PDS/Linkspartei in Ost-West-Perspektive. S. 118-150 in: Bernhard Weßels, Oscar W. Gabriel und Harald Schoen (Hg.): Wahlen und Wähler. Analysen aus Anlass der Bundestagswahl 2009. Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwissenschaften.

Arzheimer, Kai, und Harald Schoen, 2007: Mehr als eine Erinnerung an das 19. Jahrhundert? Das sozioökonomische und das religiös-konfessionelle Cleavage und Wahlverhalten 1994-2005. S. 89-112 in: Hans Rattinger, Oscar W. Gabriel und Jürgen W. Falter (Hg.): Der gesamtdeutsche Wähler. Stabilität und Wandel des Wählerverhaltens im wiedervereinigten Deutschland. Baden-Baden: Nomos.

Caballero, Claudio, 2005: Nichtwahl. S. 329-365 in: Jürgen W. Falter und Harald Schoen (Hg.): Handbuch Wahlforschung. Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwissenschaften.

Caballero, Claudio, 2014: Nichtwahl.S. 437-488 in: : Jürgen W. Falter und Harald Schoen (Hg.): Handbuch Wahlforschung. 2. Auflage. Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwissenschaften.

Dalton, Russell J., und Wilhelm Bürklin, 1995: The Two German Electorates: the Social Base of the Vote in 1990 and 1994, German Politics and Society 13: 79-99.

Falter, Jürgen W., und Markus Klein, 1994: Die Wähler der PDS bei der Bundestagswahl 1994. Zwischen Ideologie, Nostalgie Und Protest, Aus Politik und Zeitgeschichte B51-52: 22-34.

Finkel, Steven E., Stan Humphries, und Karl-Dieter Opp, 2001: Socialist Values and the Development of Democratic Support in the Former East Germany, International Political Science Review 22: 339-361.

Fuchs, Dieter, 1996: Wohin geht der Wandel der demokratischen Institutionen in Deutschland? Die Entwicklung der Demokratievorstellungen der Deutschen seit ihrer Vereinigung. Discussion Paper FS III 96-207. Wissenschaftszentrum Berlin für Sozialforschung (WZB).

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Lijphart, Arend, 1997: Unequal Participation: Democracy’s Unresolved Dilemma. Presidential Address, American Political Science Association, 1996, American Political Science Review 91: 1-14.

Luchman, Joseph N., 2014: MIINC: Stata Module to Conduct Multi-Model Inference Using Information Criteria. Statistical Software Components, Boston College Department of Economics, http://ideas.repec.org/c/boc/bocode/s457828.html, (19.11.2014).

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Niedermayer, Oskar, 2009: Parteimitglieder in Deutschland: Version 1/2009. Arbeitshefte aus dem Otto-Stammer-Zentrum, Nr. 15, FU Berlin, http://www.polsoz.fu-berlin.de/p olwiss/forschung/systeme/empsoz/schriften/Arbeitshefte/ahosz15.pdf. (19.11.2014).

Pappi, Franz Urban, und Susumu Shikano, 2003: Schröders knapper Sieg bei der Bundestagswahl 2002, Zeitschrift Für Politik 50: 1-16.

Pedersen, Mogens N., 1983: Changing Patterns of Electoral Volatility in European Party Systems, 1948-1977: Explorations in Explanation. S. 29-66 in: Hans Daalder und Peter Mair (Hg.): Western European Party Systems. Continuity and Change. Beverly Hills u. a.: Sage.

Pickel, Susanne, Gert Pickel, und Dieter Walz (Hg.), 1998: Politische Einheit – kultureller Zwiespalt? Die Erklärung politischer und demokratischer Einstellungen in Ostdeutschland vor der Bundestagswahl 1998. Frankfurt/Main u.a.: Lang.

Schneider, Christoph, 2013: Regionale Unterschiede der politischen Kultur in Deutschland und Europa. Frankfurt: Peter Lang.

Scott, Alastair, 2013: The Analysis of Survey Data. S. 2617-2622 in: The Hague: International Statistical Institute (Hg.): Proceedings of the 59th ISI World Statistics Congress, http://2013.isiproceedings.org/Files/STS075-P3-S.pdf (19.11.2014).

Williams, Richard, 2012: Using the Margins Command to Estimate and Interpret Adjusted Predictions and Marginal Effects, The Stata Journal 12: 308-331.

1 Der in Arzheimer und Falter (2013) für die Bundestagswahl 2009 berichtete Wert ist aufgrund eines Übertragungsfehlers zwei Punkte zu hoch.

2 In der Vorwahlbefragung wurden alle Befragten als Wähler betrachtet, die angaben, “bestimmt” oder “wahrscheinlich” zur Wahl gehen zu wollen bzw. ihre Stimme bereits per Briefwahl abgegeben zu haben.

3 Die Vorwahlbefragung enthält zusätzlich noch ein Item zu den Erwartungen über die Wahlbeteiligung der Nachbarn, das als Proxy-Variable für eine subjektive (Wahlbeteiligungs)norm (Ajzen und Fishbein 1980) betrachtet werden kann, aber hier unberücksichtigt bleiben muss, da sich ansonsten die Zahl der verwertbaren Fälle halbieren würde.

4 In der Vorwahluntersuchung sind Daten zu Interviews in insgesamt 211 Wahlkreisen enthalten. Von diesen sind 156 durch einen, 51 weitere durch zwei Stimmbezirke vertreten. Lediglich in vier Wahlkreisen wurden Personen aus drei verschiedenen Stimmbezirken befragt.

5 Diese Berechnungen entsprechen dem “Average Marginal Effect” (AME, siehe Williams (2012)), der eine realistische Einschätzung der politischen Relevanz ermöglicht (Hanmer und Ozan Kalkan 2013).

6 Zu beachten ist dabei allerdings, dass rund ein Drittel der Befragten keine Angaben zu ihrer Sympathie für die AfD machen konnten oder wollten bzw. angab, die Partei überhaupt nicht zu kennen. Diese Fälle wurden vollständig aus der Analyse ausgeschlossen. Außerdem beschränkt sich die Darstellung auf die Angaben aus jenen Interviews, die vor der Wahl geführt wurden. In der Nachwahlbefragung zeigt sich als Reaktion auf den Beginn der Koalitionsverhandlungen sehr schnell eine Ausdifferenzierung des linken Lagers.

7 Diese Schätzungen beziehen sich auf die komplexeste Variante des Modells.

Regionalvertretungswechsel von links nach rechts? Die Wahl von AfD und Linkspartei in Ost-West-Perspektive (Bundestagswahl 2017)

Lokale Hochburgen (Wahlbezirke) von AfD und Linkspartei, 2017

Einleitung und Fragestellung

Nach der Bundestagswahl 2017 machte der Tagesspiegel einen neuen “Trend zum Regionalen” aus.1 Die Zeit identifizierte die Linke, “einstige Volkspartei der Ostdeutschen”, als Mitschuldige für den Aufstieg der AfD in den neuen Ländern,2 und die Huffington Post verzeichnet lapidar, dass “Rechtsextreme vielen Ostdeutschen ein neues Wir-Gefühl verschafft haben” und die AfD “zu einer echten Regionalpartei geworden [sei], die ein Lebensgefühl vertritt.”3 Schon lange vor der Bundestagswahl empfand Gregor Gysi es deshalb als nötig, vehement zu bestreiten, dass die AfD eine “Ostpartei” sei.4

Aus politikwissenschaftlicher Sicht sind diese Deutungen allerdings zumindest unpräzise, wenn nicht gar irreführend. In ihrer vielzitierten Studie zu Ursprung und Stärke von Regionalparteien definiert Brancati (2007, 138) diese als Parteien “that compete and win votes in only one region of a country … [and] tend to focus their agendas on issues affecting only these regions” An gleicher Stelle definiert Brancati Regionen als politische Regionen, d.h. als Ebenen der Staatlichkeit, die über ein eigenes gewähltes Parlament verfügen und unmittelbar unterhalb der nationalen Institutionen operieren.

Dieser Artikel gehört zu einer Serie von Beiträgen über die politischen Ost-West-Unterschiede in Deutschland

In diesem Sinne ist Ostdeutschland keine Region, und weder AfD noch Linke sind Regionalparteien. Erst recht handelt es sich bei ihnen nicht um regionalistische Parteien, die nach mehr Autonomie für “ihr” Gebiet streben. Vielmehr hat die PDS als Vorläuferin der Linkspartei mehr als ein Jahrzehnt lang um eine Westausdehnung der Partei gerungen, und der Zusammenschluss mit der WASG war ganz wesentlich auch durch von dieser Strategie motiviert (Hough and Koß 2009). Die AfD wiederum wurde in Hessen gegründet und war in ihrer Führung und Wahrnehmung zunächst von Mitgliedern der alten westdeutscher Eliten dominiert (Arzheimer 2015).

Präziser sollte man deshalb von einer (möglichen) ostdeutschen Regionalvertretung sprechen. Eine solche Regionalvertretung kann mehrere Aspekte beinhalten:

  1. Eine minimale Voraussetzung wäre, dass eine oder mehrere Parteien in den neuen Ländern deutlich besser abschneiden als im alten Bundesgebiet, was im Ergebnis dazu führt, dass Ostdeutsche (bzw. Kandidaten aus Ostdeutschland) in der Fraktion stärker repräsentiert sind, als es den Bevölkerungsanteilen entsprechen würde.
  2. In einem stärker inhaltlichen Sinne könnte die Vorstellung einer Regionalvertretung beinhalten, dass diese Parteien aufgrund von Einstellungen, die im Osten besonders weit verbreitet sind, gewählt werden und sich ihre regional besonders starke Stellung daraus erklären lässt.
  3. In einem noch engeren Sinne könnten die Parteien regionale Identitäten und das von der Huffington Post postulierte ostdeutsche Lebensgefühl repräsentieren (Neller and Thaidigsmann 2002). Mehr als drei Jahrzehnte nach der Wiedervereinigung enthält die Wahlstudie verständlicherweise keine Indikatoren für solche spezifischen Einstellungen. Allerdings müsste sich empirisch ein spezifischer “Ost-Bonus” zeigen, der auch dann noch nachzuweisen ist, wenn für die regional unterschiedliche Verteilung von politischer Präferenzen kontrolliert wird.
  4. Eine wirklich umfassende Analyse von Regionalvertretungsanspruch und -wirklichkeit schließlich sollte idealerweise auch die Biographien der Abgeordneten von AfD und Linkspartei sowie deren Verhalten und politische Agenda im Parlament mit berücksichtigen. Dies würde aber den Rahmen des Kapitels bei weitem sprengen.
[suffusion-multic] [suffusion-column width=’1/2′] Im folgenden beschränke ich mich deshalb darauf, zunächst in Anlehnung an die in dieser Reihe erschienenen Vorgängerstudien (Arzheimer and Falter 2005; Kaspar and Falter 2009; Arzheimer and Falter 2013; Arzheimer 2016) die Wahlergebnisse auf der Ebene der alten Bundesrepublik und der früheren DDR miteinander zu vergleichen und die Unterschiede zwischen diesen beiden Großregionen sowie deren Entwicklung über die Zeit zu quantifizieren. Anschließend untersuche ich auf Grundlage der weitaus stärker disaggregierten Ergebnisse aus den Stimmbezirken die räumliche Verteilung der Wähler beider Parteien. Im dritten und letzten Teil der empirischen Analyse schließlich nutze ich die Daten aus der Querschnittsbefragung der nationalen Wahlstudie GLES, um mit Hilfe eines Mehr-Ebenen-Modells zu untersuchen, ob es für eine oder beide Parteien den oben angesprochenen “Ost-Bonus” gibt, der erhalten bleibt, wenn man für die räumliche Verteilung der wahlentscheidenden Einstellungen kontrolliert.
[/suffusion-column] [suffusion-column width=’1/2′]
Wenn Sie hier noch lesen, interessieren Sie sich wahrscheinlich auch für meine anderen Arbeiten zur AfD:
  • Arzheimer, Kai. “Regionalvertretungswechsel von links nach rechts? Die Wahl von Alternative für Deutschland und Linkspartei in Ost-West-Perspektive.” Wahlen und Wähler – Analysen aus Anlass der Bundestagwahl 2017. Eds. Schoen, Harald and Bernhard Wessels. Wiesbaden: Springer, 2021. 61-80. doi:10.1007/978-3-658-33582-3_4
    [BibTeX] [Abstract] [Download PDF] [HTML] [DATA]

    Bei der Bundestagswahl 2017 zeigten sich wiedereinmal dramatische Ost-West-Unterschiede. Diese gingen vor allem auf den überdurchschnittlichen Erfolg von AfD und LINKE in den neuen Ländenr zurück. Die AfD ist vor allem in Thüringen und Sachsen besonders stark , die LINKE in Berlin, aber auch in den Stadtstaaten Bremen und Hamburg sowie in einigen westdeutschen Großstädten. Die Wahlentscheidung zugunsten beider Parteien wird sehr stark von Einstellungen zum Sozialstaat (im Falle der Linkspartei) sowie zur Zuwanderung (im Falle der AfD) bestimmt. Beide Parteien profitieren überdies von einem Gefühl der Unzufriedenheit mit dem Funktionieren der Demokratie. Sobald für diese Faktoren kontrolliert wird, zeigt sich, dass die AfD keinen davon unabhängigen “Ost-Bonus” genießt. Zugleich deuten die Modellschätzungen auf substantielle Einflüsse auf der Wahlkreisebene hin. Im Falle der Linkspartei bleibt dagegen ein substantieller Effekt des Befragungsgebietes erhalten, selbst wenn für die Einstellungen kontrolliert wird. Signifikante Differenzen zwischen den Wahlkreisen gibt es hier nicht.

    @InCollection{arzheimer-2019,
    author = {Arzheimer, Kai},
    title = {Regionalvertretungswechsel von links nach rechts? Die Wahl von
    Alternative für Deutschland und Linkspartei in
    Ost-West-Perspektive},
    booktitle = {Wahlen und Wähler - Analysen aus Anlass der Bundestagwahl 2017},
    publisher = {Springer},
    year = 2021,
    data = {https://doi.org/10.7910/DVN/Q2M1AS},
    html = {https://www.kai-arzheimer.com/afd-linkspartei-ostdeutschland/},
    url = {https://www.kai-arzheimer.com/afd-linkspartei-ostdeutschland.pdf},
    doi = {10.1007/978-3-658-33582-3_4},
    editor = {Schoen, Harald and Wessels, Bernhard},
    pages = {61-80},
    abstract = {Bei der Bundestagswahl 2017 zeigten sich wiedereinmal dramatische Ost-West-Unterschiede. Diese gingen vor allem auf den überdurchschnittlichen Erfolg von AfD und LINKE in den neuen Ländenr zurück. Die AfD ist vor allem in Thüringen und Sachsen besonders stark , die LINKE in Berlin, aber auch in den Stadtstaaten Bremen und Hamburg sowie in einigen westdeutschen Großstädten. Die Wahlentscheidung zugunsten beider Parteien wird sehr stark von Einstellungen zum Sozialstaat (im Falle der Linkspartei) sowie zur Zuwanderung (im Falle der AfD) bestimmt. Beide Parteien profitieren überdies von einem Gefühl der Unzufriedenheit mit dem Funktionieren der Demokratie. Sobald für diese Faktoren kontrolliert wird, zeigt sich, dass die AfD keinen davon unabhängigen "Ost-Bonus" genießt. Zugleich deuten die Modellschätzungen auf substantielle Einflüsse auf der Wahlkreisebene hin. Im Falle der Linkspartei bleibt dagegen ein substantieller Effekt des Befragungsgebietes erhalten, selbst wenn für die Einstellungen kontrolliert wird. Signifikante Differenzen zwischen den Wahlkreisen gibt es hier nicht.},
    address = {Wiesbaden},
    dateadded = {01-04-2019}
    }

  • Arzheimer, Kai. “The Electoral Breakthrough of the AfD and the East-West Divide In German Politics.” From the Streets to Parliament? The Fourth Wave of Far-Right Politics in Germany. London: Routledge, 2021. forthcoming.
    [BibTeX] [Abstract]

    The radical right became a relevant party family in most west European polities in the 1990s and early 2000s, but Germany was a negative outlier up until very recently. Right-wing mobilisation success remained confinded to the local and regional level, as previous far-right parties never managed to escape from the shadow of “Grandpa’s Fascism”. This only changed with the rise, electoral breakthrough, and transformation of “Alternative for Germany” (AfD), which quickly became the dominant far-right actor. Germany’s “new” eastern states were crucial for the AfD’s ascendancy. In the east, the AfD began to experiment with nativist messages as early as 2014. Their electoral breakthroughs in the state elections of this year helped sustain the party through the wilderness year of 2015 and provided personel, ressources, and a template for the AfD’s transformation. Since its inception, support for the AfD in the east has been at least twice as high as in the west. This can be fully explained by substantively higher levels of nativist attitudes in the eastern population. As all alleged causes of this nativism are structural, the eastern states seem set to remain a stronghold for the far right in the medium- to long-term.

    @InCollection{arzheimer-2021,
    author = {Arzheimer, Kai},
    title = {The Electoral Breakthrough of the AfD and the East-West Divide In
    German Politics},
    booktitle = {From the Streets to Parliament? The Fourth Wave of Far-Right
    Politics in Germany},
    publisher = {Routledge},
    year = 2021,
    pages = {forthcoming},
    address = {London},
    abstract = {The radical right became a relevant party family in most west
    European polities in the 1990s and early 2000s, but Germany was a
    negative outlier up until very recently. Right-wing mobilisation
    success remained confinded to the local and regional level, as
    previous far-right parties never managed to escape from the shadow
    of “Grandpa’s Fascism”. This only changed with the rise, electoral
    breakthrough, and transformation of “Alternative for Germany”
    (AfD), which quickly became the dominant far-right actor. Germany’s
    “new” eastern states were crucial for the AfD’s ascendancy. In the
    east, the AfD began to experiment with nativist messages as early
    as 2014. Their electoral breakthroughs in the state elections of
    this year helped sustain the party through the wilderness year of
    2015 and provided personel, ressources, and a template for the
    AfD’s transformation. Since its inception, support for the AfD in
    the east has been at least twice as high as in the west. This can
    be fully explained by substantively higher levels of nativist
    attitudes in the eastern population. As all alleged causes of this
    nativism are structural, the eastern states seem set to remain a
    stronghold for the far right in the medium- to long-term.},
    keywords = {eurorex,afd},
    dateadded = {12-04-2021}
    }

  • Arzheimer, Kai and Carl Berning. “How the Alternative for Germany (AfD) and their voters veered to the radical right, 2013-2017.” Electoral Studies (2019): online first. doi:10.1016/j.electstud.2019.04.004
    [BibTeX] [Abstract] [Download PDF] [HTML]

    Until 2017, Germany was an exception to the success of radical right parties in postwar Europe. We provide new evidence for the transformation of the Alternative for Germany (AfD) to a radical right party drawing upon social media data. Further, we demonstrate that the AfD’s electorate now matches the radical right template of other countries and that its trajectory mirrors the ideological shift of the party. Using data from the 2013 to 2017 series of German Longitudinal Elections Study (GLES) tracking polls, we employ multilevel modeling to test our argument on support for the AfD. We find the AfD’s support now resembles the image of European radical right voters. Specifically, general right-wing views and negative attitudes towards immigration have become the main motivation to vote for the AfD. This, together with the increased salience of immigration and the AfD’s new ideological profile, explains the party’s rise.

    @Article{arzheimer-berning-2019,
    author = {Arzheimer, Kai and Berning, Carl},
    title = {How the Alternative for Germany (AfD) and their voters veered to
    the radical right, 2013-2017},
    journal = {Electoral Studies},
    year = 2019,
    doi = {10.1016/j.electstud.2019.04.004},
    html = {https://www.kai-arzheimer.com/alternative-for-germany-voters},
    url =
    {https://www.kai-arzheimer.com/alternative-for-germany-party-voters-transformation.pdf},
    pages = {online first},
    abstract = {Until 2017, Germany was an exception to the success of radical
    right parties in postwar Europe. We provide new evidence for the
    transformation of the Alternative for Germany (AfD) to a radical
    right party drawing upon social media data. Further, we demonstrate
    that the AfD's electorate now matches the radical right template of
    other countries and that its trajectory mirrors the ideological
    shift of the party. Using data from the 2013 to 2017 series of
    German Longitudinal Elections Study (GLES) tracking polls, we
    employ multilevel modeling to test our argument on support for the
    AfD. We find the AfD's support now resembles the image of European
    radical right voters. Specifically, general right-wing views and
    negative attitudes towards immigration have become the main
    motivation to vote for the AfD. This, together with the increased
    salience of immigration and the AfD's new ideological profile,
    explains the party's rise.},
    dateadded = {01-04-2019}
    }

  • Arzheimer, Kai. “‘Don’t mention the war!’ How populist right-wing radicalism became (almost) normal in Germany.” 57 (2019): 90-102. doi:10.1111/jcms.12920
    [BibTeX] [Abstract] [Download PDF] [HTML]

    After decades of false dawns, the “Alternative for Germany” (AfD) is the first radical right-wing populist party to establish a national presence in Germany. Their rise was possible because they started out as soft-eurosceptic and radicalised only gradually. The presence of the AfD had relatively little impact on public discourses but has thoroughly affected the way German parliaments operate: so far, the cordon sanitaire around the party holds. However, the AfD has considerable blackmailing potential, especially in the eastern states. In the medium run, this will make German politics even more inflexible and inward looking than it already is.

    @Article{arzheimer-2019c,
    author = {Arzheimer, Kai},
    title = {'Don't mention the war!' How populist right-wing radicalism became
    (almost) normal in Germany},
    journaltitle = {Journal of Common Market Studies},
    year = 2019,
    abstract = {After decades of false dawns, the "Alternative for Germany" (AfD)
    is the first radical right-wing populist party to establish a
    national presence in Germany. Their rise was possible because they
    started out as soft-eurosceptic and radicalised only gradually. The
    presence of the AfD had relatively little impact on public
    discourses but has thoroughly affected the way German parliaments
    operate: so far, the cordon sanitaire around the party holds.
    However, the AfD has considerable blackmailing potential,
    especially in the eastern states. In the medium run, this will make
    German politics even more inflexible and inward looking than it
    already is.},
    volume = {57},
    pages = {90-102},
    html =
    {https://www.kai-arzheimer.com/right-wing-populism-germany-normalisation},
    dateadded = {27-05-2019},
    url = {https://www.kai-arzheimer.com/afd-normalisation-right-wing-populism-germany.pdf},
    doi = {10.1111/jcms.12920},
    keywords = {EuroReX, AfD}
    }

  • Arzheimer, Kai. “The AfD: Finally a Successful Right-Wing Populist Eurosceptic Party for Germany?.” West European Politics 38 (2015): 535–556. doi:10.1080/01402382.2015.1004230
    [BibTeX] [Abstract] [Download PDF] [HTML] [DATA]

    Within less than two years of being founded by disgruntled members of the governing CDU, the newly-formed Alternative for Germany (AfD) party has already performed extraordinary well in the 2013 General election, the 2014 EP election, and a string of state elections. Highly unusually by German standards, it campaigned for an end to all efforts to save the Euro and argued for a re-configuration of Germany’s foreign policy. This seems to chime with the recent surge in far right voting in Western Europe, and the AfD was subsequently described as right-wing populist and europhobe. On the basis of the party’s manifesto and of hundreds of statements the party has posted on the internet, this article demonstrates that the AfD does indeed occupy a position at the far-right of the German party system, but it is currently neither populist nor does it belong to the family of Radical Right parties. Moreover, its stance on European Integration is more nuanced than expected and should best be classified as soft eurosceptic.

    @Article{arzheimer-2015,
    author = {Arzheimer, Kai},
    title = {The AfD: Finally a Successful Right-Wing Populist Eurosceptic Party
    for Germany?},
    journal = {West European Politics},
    year = 2015,
    volume = 38,
    pages = {535--556},
    doi = {10.1080/01402382.2015.1004230},
    keywords = {gp-e, cp, eurorex},
    abstract = {Within less than two years of being founded by disgruntled members
    of the governing CDU, the newly-formed Alternative for Germany
    (AfD) party has already performed extraordinary well in the 2013
    General election, the 2014 EP election, and a string of state
    elections. Highly unusually by German standards, it campaigned for
    an end to all efforts to save the Euro and argued for a
    re-configuration of Germany's foreign policy. This seems to chime
    with the recent surge in far right voting in Western Europe, and
    the AfD was subsequently described as right-wing populist and
    europhobe. On the basis of the party's manifesto and of hundreds of
    statements the party has posted on the internet, this article
    demonstrates that the AfD does indeed occupy a position at the
    far-right of the German party system, but it is currently neither
    populist nor does it belong to the family of Radical Right parties.
    Moreover, its stance on European Integration is more nuanced than
    expected and should best be classified as soft eurosceptic. },
    data = {https://hdl.handle.net/10.7910/DVN/28755},
    html = {https://www.kai-arzheimer.com/afd-right-wing-populist-eurosceptic-germany},
    url = {https://www.kai-arzheimer.com/afd-right-wing-populist-eurosceptic-germany.pdf}
    }

[/suffusion-column] [/suffusion-multic]

Im Ergebnis zeigt sich, dass die Wahl der Linkspartei sehr stark von Einstellungen zur Besteuerung und zum Sozialstaat beeinflusst wird, während eine deutliche Ablehnung der Zuwanderung von Ausländern eine notwendige Voraussetzung für die Wahl der AfD ist. Beide Parteien profitieren außerdem davon, wenn Wähler unabhängig von diesen beiden Einstellungen mit dem Funktionieren der Demokratie unzufrieden sind. Anders als die AfD verbleibt für die Linke aber auch dann ein substantieller “Ost-Effekt”, wenn die Effekte dieser Einstellungen kontrolliert werden. Dies gilt über alle Wahlkreise hinweg, während das Abschneiden der AfD von Wahlkreis zu Wahlkreis erheblich schwankt. Im Ergebnis kann deshalb die Linke auch 2017 viel eher als die AfD für sich in Anspruch nehmen, (auch) eine ostdeutsche Regionalvertretung zu sein.

Das Ergebnis der Bundestagswahl 2017

Das Wahlergebnis in Ost-West-Perspektive

Abbildung 0: Ost-West-Unterschiede im Wahlverhalten 1990-2002
Ost-West-Unterschiede im Wahlverhalten 1990-2002

In ihren früheren Analysen zu den Ost-West-Unterschieden im Wahlverhalten der Deutschen haben Arzheimer und Falter eine Maßzahl zur Quantifizierung der Ost-West-Unterschiede vorgeschlagen, bei der es sich letztlich um modifizierte Varianten des Pedersen-Indexes (Pedersen 1983) handelt. Während der ursprüngliche Pedersen-Index die Ergebnisse der Parteien bei jeweils zwei aufeinanderfolgende Wahlen vergleicht, wird in der regionalen Variante die analoge Berechnung für die beiden Wahlgebiete (alte Bundesländer plus West-Teil Berlins bzw neue Bundesländer plus Ost-Teil Berlins) zum selben Zeitpunkt durchgeführt.

Dazu werden über alle im Bundestag vertretenen Parteien hinweg die absoluten Differenzen zwischen West- und Ost-Ergebnis aufsummiert und das Ergebnis durch zwei geteilt. Prozentuierungsbasis sind dabei die Wahlberechtigten. Nichtwähler (wie auch die Wähler der “sonstigen” Parteien) werden als eine eigene Gruppe betrachtet, so dass auch die regionale Unterschiede in der Wahlbeteiligung in die Maßzahlen einfließen. Im Ergebnis (vgl. Abbildung 0) zeigt sich, dass die 2017 beobachteten Aggregatunterschiede zwischen beiden Landesteilen in etwa dem Median der bisherigen Werte entsprechen, also weder besonders hoch noch besonders niedrig sind.

Ein Blick auf die Komponenten des Index zeigt, dass aber anders als in früheren Jahren die Wahlbeteiligungsquoten für dessen Zustandekommen nur eine geringe Rolle spielen: der Anteil der Nichtwähler war in den neuen Ländern so niedrig wie seit 2005 nicht mehr, im Westen lag er jedoch nur rund 2.5 Prozentpunkte niedriger.

Deutlich reduziert hat sich auch die Bedeutung des regionalen Profils der Linkspartei. Zwar gewann diese im Osten immer noch rund sieben Prozentpunkte mehr als im Westen, was einem etwa doppelt so hohen Stimmenanteil entspricht. Noch bei der vorangegangene Bundestagswahl hatte die Differenz allerdings 12 Prozentpunkte betragen, und der Stimmenanteil war im Osten fast viermal so groß gewesen wie im Westen. Vor der Fusion mit der WASG hatte die Vorgängerpartei PDS im Westen niemals mehr als ein Prozent der Wahlberechtigten mobilisieren können, während sie in den neuen Ländern regelmäßig zweistellige Ergebnisse erreichte.

Bemerkenswert ist schließlich die Rolle, die die AfD beim Zustandekommen des Wertes spielt. Mit ihrem primär wirtschaftsliberalen, moderat euroskeptischen Profil (Rosenfelder 2017) hatte die Partei 2013 in Ost und West bezogen auf die Wahlberechtigten nahezu identische Ergebnisse erzielt. Nachdem die Partei seit spätestens 2015 immer weiter nach rechts gerückt war (Arzheimer and Berning 2019) avancierte sie 2017 neben der Linken zur einzigen Partei, die in den neuen Ländern (sehr viel) besser abschnitt als im Westen. Mit acht Prozentpunkten war die Differenz zwischen den regionalen Ergebnissen sogar noch etwas größer als bei der Linkspartei, deren Quotient (aufgrund des insgesamt etwas besseren Abschneidens der AfD) geringfügig kleiner.

Dementsprechend ist in beiden Bundestagsfraktionen der Anteil der Abgeordneten, die in den neuen Ländern oder in Berlin gewählt wurden, mit 37 Prozent (Linke) bzw. 34 Prozent (AfD) jeweils deutlich höher als der Anteil der Wahlberechtigten oder Wähler in diesem Gebiet (26 bzw. 25 Prozent). Nach diesem rein deskriptiven Kriterium könnten also beide Parteien die Rolle einer ostdeutsche Regionalvertretung für sich in Anspruch nehmen.5

Abbildung 1: Pedersen Index getrennt nach Großregionen, 1994-2002
Abbildung 1: Pedersen Index getrennt nach Großregionen, 1994-2002

 Ein aufschlussreicher Wechsel der Perspektive ergibt sich, wenn man statt des regionalen Indexes den klassischen Pedersen-Index berechnet, jedoch getrennt für beide Landesteile (Abbildung 1). Zum einen ist klar zu erkennen, dass die Aggregatvolatilität in den neuen Ländern nun wieder deutlich über der im Westen liegt, wie das vor 2009 stets der Fall war. In gewisser Weise könnte man hier von einer Normalisierung sprechen. Zum anderen zeigt sich aber auch, dass die Aggregatvolatilität im Osten einen neuen Höchststand erreicht hat und sich nun auch im Westen bei der dritten Bundestagswahl in Folge in einem Bereich bewegt, der weit über den dort seit den 1950er Jahren zu verzeichnenden Werten liegt. Dabei ist zu beachten, dass die Aggregatvolatilität ihrerseits nur die untere Schranke für individuelle Veränderungen bei Wahlbeteiligung und -entscheidung darstellt.

2017 geht diese hohe Aggregatvolatilität in beiden Wahlgebieten vor allem auf den Anstieg der Wahlbeteiligung, die Erholung der FDP und das Erstarken der AfD zurück. Für die Differenz zwischen beiden Volatilitäten ist aber fast ausschließlich der sehr viel stärkere Anstieg des AfD-Anteils im Osten (12 vs 4.9 Prozentpunkte) verantwortlich, so dass es in der Tat angemessen erscheint, nach einem (sich abzeichnenden) Wechsel in der Regionalvertretung zu fragen.

Das Abschneiden von AfD und Linkspartei auf subregionaler Ebene

Stimmenanteile von AfD und Linkspartei auf Wahlbezirksebene nach Bundesländern, 2017
Abbildung 2: Stimmenanteile von AfD und Linkspartei auf Wahlbezirksebene nach Bundesländern, 2017

Das ausgeprägte ostdeutsche Profil von Linkspartei und AfD sollte jedoch nicht über die beträchtliche Heterogenität in den Ergebnissen beider Parteien innerhalb der beiden Gebiete hinwegtäuschen. Diese lässt sich für die Wahl 2017 besonders gut untersuchen, da der Bundeswahlleiter erstmals die Ergebnisse auf der Ebene der Stimmbezirke zur freien Verfügung gestellt hat.6

Für Abbildung 2] wurden die Resultate aus 70891 der 71865 Stimmbezirke (entspricht 98.6 Prozent) ausgewertet. 974 Bezirke mit weniger als 100 Wahlberechtigten wurden ausgeschlossen, um Verzerrungen aufgrund der sehr kleinen Prozentuierungsbasis zu vermeiden.

Zunächst ist hier festzuhalten, dass mit Ausnahme Berlins innerhalb der Länder die Ergebnisse der AfD stärker streuen als die der Linkspartei. Dies lässt sich am Interquartilsabstand ablesen. Darüber hinaus zeigt sich, dass für alle Länder mit Ausnahme des Saarlandes und der Stadtstaaten der Median (die durchgezogene Linie in der Mitte der Box) des AfD Ergebnisses deutlich über dem entsprechenden Wert der Linkspartei liegt.7 In den fünf neuen Ländern liegt der Median des AfD-Ergebnisses sogar stets über dem dritten Quartil des Ergebnisses der Linkspartei, also dem Wert, den die Linke in 75 Prozent der Stimmbezirke nicht überschreitet.

Besonders dramatisch sind die Unterschiede zwischen beiden Parteien in Thüringen und Sachsen. In Thüringen mobilisierte die Linke in 75 Prozent der Bezirke höchstens 11.2 Prozent der Wahlberechtigten. Die AfD hingegen konnte in 75 Prozent der Bezirke mindestens 12.2 Prozent der Wahlberechtigten für sich gewinnen. In Sachsen blieb die Linke in 75 Prozent der Bezirke unter 10.1 Prozent, die AfD lag in 75 Prozent der Bezirke über 14.8 Prozent.

In Sachsen liegen auch 81 der 100 Stimmbezirke, in denen die AfD ihre besten Ergebnisse erzielte. Die übrigen verteilen sich auf Thüringen (16), Brandenburg (8) sowie Hessen und Sachsen-Anhalt (je ein Bezirk). Bei der Linken ist diese räumliche Konzentration der absoluten Hochburgen weniger stark ausgeprägt. Von den 100 besten Ergebnissen entfallen 36 auf Berlin, 22 auf Sachsen, 13 auf Brandenburg, 10 auf Hamburg und die restlichen 19 auf Bremen, Niedersachsen, Mecklenburg-Vorpommern, Sachsen-Anhalt und Thüringen.

Lokale Hochburgen (Wahlbezirke) von AfD und Linkspartei, 2017
Karte: Lokale Hochburgen (Wahlbezirke) von AfD und Linkspartei, 2017

Noch deutlicher sind diese räumlichen Disparitäten auf der Karte zu erkennen. Nachbarschaften mit einem extrem hohen Anteil an AfD-Wählern finden sich vor allem im Umland von Chemnitz sowie östlich, nordwestlich und südlich von Dresden, wo in der Vergangenheit auch die NPD besonders erfolgreich war. Es liegt nahe, dies (auch) auf die in diesen Bereichen seit Jahrzehnten bestehenden rechtsextremen Subkultur (Backes et al. 2014 Kapitel VII) und deren parteipolitische Aktivierung durch die NPD (Brandstetter 2007) zurückzuführen. Vergleichbar hohe Werte erreicht die AfD sonst nur in einigen wenigen Orten in Thüringen und im südlichen Brandenburg.

Die ostdeutschen Hochburgen der Linkpartei hingegen liegen im Osten Berlins, in Leipzig, Teilen Dresdens sowie in einigen kleineren Orten in Thüringen, Sachsen-Anhalt, Mecklenburg-Vorpommern und im Norden Brandenburgs. Überspitzt könnte man formulieren, dass die AfD die Regionalvertretung des ländlichen (und suburbanen) ostdeutschen Südens, die Linke hingegen die Regionalvertretung der ostdeutschen Großstädte und des ostdeutschen Nordens ist.

Die Wahlentscheidung zugunsten von AfD oder Linkspartei auf der Mikro-Ebene

Analyserahmen und Hypothesen

Bei den bisherigen gesamtdeutschen Wahlen hatten sich stets ausgeprägte Verhaltensunterschiede zwischen Ost- und Westdeutschen gezeigt, die in der Literatur auf ebenso ausgeprägte Einstellungsunterschiede zurückgeführt werden. Diese dauerhaften politisch-kulturellen Unterschiede werden teils als Folge einer je unterschiedlichen politischen Situation, teils als Konsequenz unterschiedlicher Lebenslagen nach 1990 betrachtet (Westle 1994). Beide Perspektiven sind im übrigen miteinander kompatibel: Auch wenn Ost- und Westdeutsche seit 1990 im selben politischen System leben, kann wenig Zweifel daran bestehen, dass sich die Sozialisationserfahrungen im vereinten Deutschland auch weiterhin mehr oder weniger subtil voneinander unterscheiden und es deshalb sinnvoll ist, von regionalen politischen Subkulturen auszugehen (Schneider 2013).

Zwei ostdeutsche Spezifika, nämlich die im Vergleich zum Westen in der Regel niedrigere Wahlbeteiligung und die größere Bereitschaft zur Wechselwahl lassen sich gut durch den nach wie vor niedrigeren Anteil parteigebundener Wählerinnen und Wähler erklären (Arzheimer 2017). Ost-West-Differenzen in der Parteiwahl werden in der Literatur auf entsprechende Unterschiede in den fundamentalen Einstellungen zurückgeführt.

Dabei stand erstens über viele Jahre hinweg der im Vergleich zum Westen sehr viel weiter verbreitete Wunsch nach Umverteilung und einem aktiven Eingreifen des Staates in die Wirtschaft im Vordergrund. Diese unter dem Schlagwort “demokratischer Sozialismus” (Westle 1994; Fuchs 1996) zusammengefasste Komplex von Einstellungen war in der Vergangenheit ein wichtiger Faktor für die Wahl der PDS (Falter and Markus Klein 1994) und später der Linkspartei. Zudem erfasst diese Einstellung einen wesentlichen Teil des ökonomischen Links-Rechts-Konfliktes, der für den politischen Wettbewerb in Westeuropa konstitutiv ist (Warwick 2002; Kitschelt 1994).

Allerdings hat sich zweitens seit den frühen 1990er Jahren in einer Vielzahl von Zusammenhängen auch immer wieder gezeigt, dass autoritäre und fremdenfeindliche Einstellungen zumindest in Teilen Ostdeutschlands weiter verbreitet sind als im Westen, was sowohl das höhere Niveau rechter Gewalt als auch die punktuellen Erfolge von DVU und NPD erklärt (Rosar 2000), da aus der internationalen Forschungsliteratur seit langem bekannt ist, dass solche Einstellungen das wichtigste Motiv für die Wahl radikal rechtspopulistischer Parteien sind (Brug, Fennema, and Tillie 2000). In Deutschland wie in vielen anderen Ländern sind Einstellungen zur Migration außerdem ein wesentlicher Teil der zweiten, stärker kulturell geprägten Dimension des Links-Rechts-Konfliktes (Warwick 2002; Kitschelt 2013).

Nachdem sich die AfD seit 2013 von einer euroskeptisch-konservativen zu einer solchen radikal rechtspopulistischen Partei gewandelt (Arzheimer and Berning 2019) hat, liegt es nahe, Unterschiede bei diesen Einstellungen für den überproportionalen Zuwachs an Wählerstimmen für die AfD im Osten verantwortlich sind. Zugleich stellt sich im Zusammenhang mit deren innerparteilichem Streit um die Zuwanderung die Frage, ob auch die Linkspartei von solchen Einstellungen profitieren kann.

Drittens versteht sich die AfD spätestens seit dem Wahlparteitag 2017, auf dem die Pläne der damaligen Vorsitzenden Petry für die Entwicklung einer langfristigen Koalitionsstrategie nicht einmal diskutiert wurden, als radikale Alternative zu den “Altparteien” und deren “System”. Für die Linkspartei gilt dies nicht mehr in gleicher Weise, da momentan zumindest in Ostdeutschland pragmatische Kräfte die innerparteiliche Debatte dominieren (für eine skeptischere Perspektive dazu siehe Neugebauer and Stöss 2014). Dennoch liegen einige Positionen der Linkspartei, vor allem im Bereich der Außen- und Sicherheitspolitik, weit außerhalb dessen, was zwischen den “Bonner Parteien” Konsens ist. Deshalb sollten sowohl AfD als auch Linkspartei von der im Osten besonders verbreiteten Unzufriedenheit mit der Ausgestaltung der der Demokratie (Westle and Niedermayer 2009) profitieren.

Daten und Modell

Die in diesem Abschnitt analysierten Daten stammen aus der Vorwahl-/Nachwahl-Querschnitt der GLES (Roßteutscher et al. 2019), wurden also in unmittelbarer Nähe zum Wahltermin erhoben und sollten deshalb besonders valide sein. Mit Blick auf die Forschungsfrage wurde die Wahlentscheidung auf drei Kategorien – Wahl der Linkspartei, Wahl der AfD sowie Wahl einer anderen Partei oder Nichtwahl – reduziert. Diese dritte Ausprägung wird in den logistischen Modellen als (heterogene) Referenzkategorie verwendet, so dass die Koeffizienten für AfD bzw. Linkspartei als Abweichung von dieser Referenzkategorie verstanden werden können.

Obwohl der Fragebogen für 2017 eine Vielzahl neuer und potentiell relevanter Items enthält, wird jede der drei oben angesprochenen Einstellungen durch je ein Einzelitem abgebildet, das bereits in früheren Wellen der GLES enthalten war. Dadurch bleibt das Modell sparsam, und die Vergleichbarkeit mit früheren Analysen ist gewährleistet. Im einzelnen handelt es sich um die Variablen vn6, vn59 und vn60.

vn6
“Wie zufrieden oder unzufrieden sind Sie – alles in allem – mit der Demokratie, so wie sie in Deutschland besteht? Sind Sie (1) sehr zufrieden, (2) zufrieden, (3) teils/teils, (4) unzufrieden oder (5) sehr unzufrieden?”
vn 59
“Und wie ist Ihre Position zum Thema Steuern und sozialstaatliche Leistungen? Bitte benutzen Sie diese Skala: (1) weniger Steuern und Abgaben, auch wenn das weniger sozialstaatliche Leistungen bedeutet – (11) mehr sozialstaatliche Leistungen, auch wenn das mehr Steuern und Abgaben bedeutet”
vn60
“Und wie ist Ihre Position zum Thema Zuzugsmöglichkeiten für Ausländer? Bitte benutzen Sie diese Skala: (1) Zuzugsmöglichkeiten für Ausländer sollten erleichtert werden – (11) Zuzugsmöglichkeiten für Ausländer sollten eingeschränkt werden”

Das letzte Item ist für die Untersuchung der Forschungsfrage in besonderem Maße geeignet. Zum einen fragt es nicht nach autoritären Präferenzen, die zwar in Muddes mittlerweile klassischer Definition des Rechtsradikalismus (Mudde 2007) mit eingeschlossen sind, aber im Falle der AfD zumindest kontrovers diskutiert werden (Rosenfelder 2017). Zum anderen zielt es auf das am weitesten verbreitete und sozial am wenigstens stigmatisierte der drei von Rydgren (2008) identifizierten Motive – Rassismus, Xenophobie und Immigrationsskepsis – für die Wahl einer solchen Partei. Damit ist es einerseits relativ wenig durch das Problem der sozialen Erwünschtheit belastet, andererseits eröffnet es die Möglichkeit eines konservativen und dabei sparsamen Tests. Ebenfalls im Sinne einer sparsamen Modellierung kommen nur drei sozio-demographische Kontrollvariablen zum Einsatz: Alter, Geschlecht und formale Bildung.

Der oben angesprochene Heterogenität innerhalb der beiden Großregionen so wie der Datenstruktur der GLES wird durch eine Mehr-Ebenen-Modellierung Rechnung getragen. Dabei bilden 171 Bundestagswahlkreise, in denen im Rahmen der GLES befragt wurde, die zweite Ebene.8 Bei der Variablen “Befragungsgebiet” handelt es sich somit korrekterweise nicht um eine Eigenschaft der Person, sondern des Wahlkreises.9

Die Modellierung erfolgt schrittweise. Zunächst wird für jede der drei Einstellungsvariablen ein Modell geschätzt, das als erklärende Variable lediglich die sozio-demographischen Kontrollvariablen auf der Mikro-Ebene sowie die Zugehörigkeit des Wahlkreises zu einer der beiden Großregionen auf der Makro-Ebene enthält. Im Anschluss daran wird die Wahlentscheidung auf die gleichen Variablen regrediert. Im letzten Analyseschritt werden schließlich die Einstellungsvariablen in das Modell der Wahlentscheidung mit aufgenommen

Ergebnisse

Einstellungsunterschiede in Ost-West-Perspektive

Determinanten dreier zentraler politischer Einstellungen bei der Bundestagswahl 2017 in Ost-West-Perspektive
Steuern/SozialesZuwanderungUnzufrieden Demokratie
bsebsebse
Fixed
Bildung:
mittel0.105(0.130)-0.613***(0.132)-0.257***(0.043)
hoch0.628***(0.132)-1.843***(0.140)-0.508***(0.047)
Gender:
männlich-0.249**(0.081)-0.099(0.097)-0.091**(0.031)
Alter:
35-49-0.188(0.116)0.778***(0.148)-0.087(0.053)
50-65-0.080(0.137)0.615***(0.161)-0.082(0.048)
65+-0.219(0.142)1.057***(0.188)-0.293***(0.059)
Befragungsgebiet:
Ost0.107(0.125)0.848***(0.163)0.458***(0.056)
Konstante5.897***(0.160)6.876***(0.193)2.774***(0.057)
Random
Var (Wahlkreis)0.147**(0.048)0.333***(0.077)0.024*(0.011)
Var (Person)5.085***(0.150)5.860***(0.156)0.686***(0.023)
N1316631663166
N2171171171

Der linke Teil der ersten Tabelle  die Ergebnisse für das Item zu Steuern und Sozialleistungen. Anders als erwartet besteht zeigt sich unter Kontrolle von Alter, Geschlecht und formaler Bildung und unter Annahme eines zufälligen Effektes für die Wahlkreiszugehörigkeit kein signifikanter Effekt des Befragungsgebietes mehr.

Westdeutsche weibliche Befragte mit einfacher Bildung, die weniger als 35 Jahren alt sind, stufen sich im Durchschnitt bei einem Skalenwert von 5.9, also fast exakt am Mittelpunkt der elfstufigen Skala ein. Für hochgebildete Befragte wird ein um 0.6 Punkte höherer Wert geschätzt, was einer deutlich erkennbaren Tendenz in Richtung höhere Steuern/mehr Sozialleistungen entspricht. Für Männer wird ein 0.2 Punkte niedriger Wert erwartet. Dies steht in Einklang mit der aus der internationalen Forschung seit langem bekannten Präferenz von Frauen für eine linke(re) Politik (Inglehart and Norris 2000).

Die Varianz auf der Wahlkreisebene liegt bei 0.147. Dies bedeutet, dass sich etwa 50 Prozent der als zufällig betrachteten Wahlkreiseffekte in einem Korridor von 0.26 Punkten bewegen. Gemessen an der sehr großen unerklärten Varianz auf der Individualebene ist dies zu vernachlässigen.

Ein ganz anderes Bild ergibt sich für das Item zur Zuwanderung. Hier liegt der erwartete Wert für Befragte, die bei allen Variablen der Referenzgruppe angehören, mit 0.9 Einheiten über dem Skalenmittelpunkt, was einer erkennbaren Ablehnung von Zuwanderung entspricht. Für Hochgebildete reduziert sich dieser Wert aber um 1.8 (!) Punkte und verschiebt sich damit in den Bereich der Zustimmung. Auch für Personen mit mittleren Bildungsabschlüssen ist noch ein signifikanter und dabei relativ starker negativer Effekt zu erkennen. Während es keine Gendereffekte gibt, zeigen sich deutliche Effekte des Alters bzw. der Generationenzugehörigkeit: Befragte, die mehr als 34 Jahre alt sind, sind deutlich negativer eingesellt als jüngere Respondenten. Die Unterschiede zwischen den drei älteren Gruppen sind selbst nicht signifikant. Hochsignifikant ist auch der Effekt des Befragungsgebietes: Erwartungsgemäß zeigen sich die ostdeutschen Befragten sehr viel (0.8 Punkte) negativer eingestellt als die Befragten aus dem Westen. Zugleich gibt es aber innerhalb beider Befragungsgebiete erhebliche regionale Differenzen. Die Varianz auf der Wahlkreisebene ist rund zweimal so groß. Demnach sind in 50 Prozent der Wahlkreise Effekte im Bereich von 0.39 Skalenpunkten zu erwarten. Trotzdem beträgt der Anteil der Kontextebene an der nicht erklärten Varianz nur ca. 5 Prozent.

Beim dritten und letzten Item, der Unzufriedenheit mit der konkreten Ausgestaltung der Demokratie, ist zu beachten, dass die Skala hier nur fünf Abstufungen beinhaltet. Befragte, die bei allen Variablen in die Referenzkategorie fallen, haben insgesamt ein gemischtes Bild von der Demokratie, es überwiegen aber die positiven Aspekte. Darüber hinaus zeigen sich zunächst auch hier starke Bildungseffekte: mittel- und vor allem hochgebildete Bürgerinnen und Bürger sind insgesamt deutlich zufriedener mit den demokratischen Prozessen und Ergebnissen.

Männer sind signifikant zufriedener als Frauen, inhaltlich ist diese Differenz aber bedeutungslos. Auch die Diferenz zwischen Rentnern und der jüngsten Gruppe ist signifikant von null verschieden, mit 0.3 Punkten aber relativ klein. Mit 0.46 Punkten etwas größer ist der Ost-West-Unterschied. Wird dieser kontrolliert zeigen auf der Wahlkreisebene (fast) keine Unterschiede mehr.

Wahlverhalten in Ost-West-Perspektive

Determinanten der Wahl von AfD und Linkspartei bei der Bundestagswahl 2017 in Ost-West-Perspektive
Wahlentscheidung (1)Wahlentscheidung (2)
bsebse
Fixed: Linke
Bildung:
mittel-0.007(0.209)0.120(0.221)
hoch0.377*(0.186)0.415*(0.206)
Gender:
männlich0.079(0.134)0.204(0.139)
Alter:
35-49-0.131(0.173)0.033(0.182)
50-65-0.208(0.175)-0.105(0.185)
65+-0.521*(0.207)-0.247(0.207)
Befragungsgebiet:
Ost1.306***(0.137)1.134***(0.144)
SteuernSoziales0.201***(0.036)
Zuwanderung-0.099***(0.027)
Unzufrieden Demokratie0.690***(0.084)
Konstante-2.561***(0.223)-5.173***(0.462)
Fixed AfD
Bildung:
mittel-0.253(0.194)0.238(0.218)
hoch-1.087***(0.209)0.147(0.239)
Gender:
männlich0.540**(0.164)0.784***(0.195)
Alter:
35-490.275(0.230)0.255(0.269)
50-65-0.041(0.213)-0.129(0.245)
65+-1.098***(0.271)-1.099***(0.301)
Befragungsgebiet:
Ost0.798***(0.170)0.074(0.200)
SteuernSoziales-0.052(0.037)
Zuwanderung0.396***(0.051)
Unzufrieden Demokratie1.039***(0.118)
Konstante-2.313***(0.264)-8.556***(0.676)
Var (Wahlkreis) Linke0.076(0.069)0.047(0.064)
Var (Wahlkreis) AfD0.308**(0.107)0.368**(0.133)
Kovarianz LinkeAfD0.089(0.075)0.086(0.080)

Die zweite Tabelle zeigt die Schätzungen für ein multinomiales Modell der Wahlentscheidung bei der Bundestagswahl 2017 in Ost-West-Perspektive. Im linken Teil der Tabelle finden sich die Koeffizienten für das minimale Modell, das nur die sozio-demographischen Variablen sowie das Befragungsgebiet des Wahlkreises enthält.

Die Koeffizienten im oberen Teil der Tabelle zeigen an, wie diese Variablen die Chancen der Wahl der Linkspartei gegenüber der Referenzkategorie verändern. Logit-Koeffizienten sind notorisch schwer zu interpretieren, auf Grund der einfachen Struktur des Modells und der Kodierung der Variablen ist der Befund in diesem Fall aber außerordentlich klar. Nach wie vor gibt es einen sehr starken Effekt des Wahl- bzw. Befragungsgebietes. Ceteris paribus sind die Chancen (Odds) der Linken-Wahl in ostdeutschen Wahlkreisen fast viermal so hoch wie im Westen exp(1.31)=3.69. Darüber hinaus lässt hohe formale Bildung die Chancen Linken deutlich steigen exp(0.38)=1.46, während ein fortgeschrittenes Lebensalter sie sinken lässt exp(−0.52)=0.59. Dieser zweite Befund steht im Widerspruch zur Ergebnissen für die PDS, die gerade bei älteren Wählern im Osten durchaus erfolgreich war, erklärt sich aber durch die erfolgreiche Westausdehnung der Linkspartei: Getrennte Analyen für beide Gebiete zeigen, dass ein signifikanter negativer Effekt des Alters nur im alten Bundesgebiet nachzuweisen ist.

Auch bei der AfD gibt es einen starken Regionaleffekt, der allerdings nur etwa halb so groß ausfällt wie bei der Linken. Daneben zeigen sich zwei Befunde, die aus der international vergleichenden Forschung zu den Wählern rechtsradikaler Parteien wohl bekannt sind: für Männer sind die Chancen der AfD-Wahl deutlich höher exp(0.54)=1.72 als für Frauen, während hohe formale Bildung die Chancen der AfD-Wahl drastisch reduziert exp(−1.09)=0.34. Vergleichbar stark ist der (wie der Gender-Effekt durch die repräsentative Wahlstatistik bestätigte) negative Effekt des Lebensalters, der vermutlich auf die Bindung der älteren Wähler an SPD und Union zurückzuführen ist.

Ein Blick auf die random effects im unteren Teil der Tabelle zeigt, dass es in diesem sehr einfachen Modell für die Linke keine signifikanten Wahlkreiseffekte mehr gibt. Mit anderen Worten ist die Unterstützung für die Linke innerhalb der Wahlgebiete bereits unter Kontrolle der sozio-demographischen Variablen relativ konstant. Für die AfD hingegen werden Wahlkreiseffekte mit einer beträchtlichen Varianz geschätzt.

Wie verändern sich die Schätzungen und insbesondere die Schätzungen für Wahlkreis- und Regionaleffekte, wenn zusätzlich die drei Einstellungsvariablen in das Modell aufgenommen werden? Die Antwort auf diese Frage findet sich im rechten Teil der Tabelle. Für die Linkspartei bleibt der Effekt der Bildung im wesentlichen erhalten, die Alterseffekte reduzieren sich aber so weit, dass sie nicht mehr signifikant von null verschieden sind. Der Regionaleffekt schwächt sich ebenfalls ab, ist aber weiterhin signifikant und mit einem Koeffizienten, der in etwa einer Verdreifachung der Odds entspricht, inhaltlich höchst bedeutsam.

Geradezu dramatisch sind aber dennoch die Effekte, die von den Einstellungsvariablen ausgehen. Jeder Skalenpunkt auf der elfstufigen Skala, die Präferenzen für Sozialleistungen/Steuern erfasst, erhöht den Logit der Linken Wahl um 0.2, was einer Zunahme der Odds um etwa 20 Prozent entspricht. Unabhängig davon erhöht jeder Punkt auf der fünfstufigen Skala zur Messung von Unzufriedenheit mit dem Funktionieren der Demokratie unter Kontrolle der beiden wichtigsten Policy-Dimensionen den Logit um 0.7, was die Odds in etwa verdoppelt. Schwächer, aber absolut gesehen immer noch stark und vor dem Hintergrund der innerparteilichen Diskussionen besonders relevant ist der negative Effekt des Zuwanderungs-Items.

Ein ganz anderes Bild ergibt sich für die AfD. Zunächst ist zu bemerken, dass der Bildungseffekt vollständig verschwindet. Inhaltlich bedeutet dies, dass er über die Einstellungsvariablen vermittelt war. Der Alterseffekt hingegen bleibt in voller Stärke erhalten – unabhängig von deren ideologischem Profil tut sich die AfD sehr schwer damit, ältere Wählerinnen und Wähler für sich zu gewinnen. Der Regionaleffekt hingegen verschwindet bei Kontrolle der Einstellungsvariablen vollständig, während die Wahlkreiseffekte sich nicht abschwächen. Was die Einstellungen selbst betrifft, hat das Zuwanderungsitem erwartungsgemäß einen sehr starken Effekt, der die Wirkung des sozio-ökonomischen Items auf die Wahl der Linken nochmals deutlich übertrifft. Auch der Effekt der Unzufriedenheit ist nochmals deutlich stärker als bei der Linken. Einstellungen zum Thema Sozialleistungen und Steuern haben hingegen keinerlei Einfluss auf die Wahlchancen der AfD, was im Einklang mit der von Arzheimer and Berning (2019) beschriebenen Verschiebung der programmatischen Salienzen steht.

Effekt von Einstellungen zu Steuern/Sozialausgaben auf die Wahl von AfD und Linkspartei in Ost und West, Bundestagswahl 2017
Abbildung 3: Effekt von Einstellungen zu Steuern/Sozialausgaben auf die Wahl von AfD und Linkspartei in Ost und West, Bundestagswahl 2017

Wie sich diese Effekte in der politischen Praxis auswirken, lässt sich am besten mit Hilfe einer graphischen Darstellung nachvollziehen. Abbildung 3 zeigt die vom Modell geschätzten Stimmenanteile von AfD und Linkspartei in Abhängigkeit vom Befragungsgebiet und von der Einstellung zum Thema Steuern/Sozialausgaben. Die übrigen Variablen wurden auf ihre tatsächlichen Werte gesetzt. Es handelt sich also um predictive margins bzw. average marginal effects.10

Im linken Teil der Grafik ist deutlich zu erkennen, dass der erwartete Stimmenanteil der AfD von den Einstellungen zu Steuern und Sozialleistungen unbeeinflusst ist: Über alle Ausprägungen der Skala hinweg sinkt der geschätzte Wert zwar leicht ab, jedoch überlappen alle Konfidenzintervalle. Zugleich gibt es an keinem Punkt der Skala signifikante Unterschiede zwischen den für das alte Bundesgebiet bzw. die neuen Länder erwarteten Werten. Ganz anders stellt sich die Situation für die Linke dar. Sowohl im Osten (durchgezogene Linien) als auch in der alten Bundesrepublik steigt mit einer zunehmenden Präferenz für höhere Steuern und Sozialausgaben die erwartete Wahlabsicht zugunsten der Linkspartei dramatisch an. Zugleich zeigt sich für jeden Skalenpunkt ein signifikanter Unterschied zwischen der alten Bundesrepublik und dem Beitrittsgebiet.

Effekt von Einstellungen zur Zuwanderung auf die Wahl von AfD und Linkspartei in Ost und West, Bundestagswahl 2017
Abbildung 4: Effekt von Einstellungen zur Zuwanderung auf die Wahl von AfD und Linkspartei in Ost und West, Bundestagswahl 2017

Abbildung 4 zeigt die analogen Berechnungen für das Item zur Zuwanderung. Auch hier ist für die AfD über den ganzen Wertebereich hinweg kein Unterschied zwischen Ost und West zu erkennen. Die in bivariater Perspektive und auch im sozio-demographischen Modell deutlich höheren Zustimmungsraten in den neuen Ländern lassen sich somit ausschließlich durch die stärkere Ablehnung von Migration erklären. Zudem wird deutlich, dass die AfD in beiden Landesteilen überhaupt erst dann nennenswerte Zustimmung erhält, wenn sich die Bürger klar gegen Zuwanderung positionieren. Bei der Linkspartei hingegen nimmt die Unterstützung mit einer zunehmenden Befürwortung des Immigrations-Items klar ab, auch wenn im Osten die Konfidenzintervalle aufgrund des relativ schwachen Effektes relativ breit sind. Selbst im Westen erreicht die Partei aber auch bei Befragten, die der Zuwanderung sehr skeptisch gegenüberstehen, noch erstaunlich viel Zustimmung. Last, not least, ist auch in dieser Darstellung noch einmal der klare Vorsprung zu erkennen, den die Linkspartei in Ostdeutschland auch fast drei Jahrzehnte nach Wiedervereinigung noch genießt.

Fazit und Ausblick

Zum Zeitpunkt der Bundestagswahl 2017 lag die Wiedervereinigung rund 27 Jahre zurück. Dennoch zeigen sich im Wahlverhalten weiterhin dramatische Differenzen zwischen der alten Bundesrepublik und der früheren DDR. Dabei spielten Unterschiede in der Wahlbeteiligung anders als in früheren Wahlen diesmal keine nennenswerte Rolle. Verantwortlich für die aggregierten Ost-West-Differenzen sind neben der altbekannten Schwäche der Bonner Parteien im Osten und der korrespondierenden Stärke der Linkspartei vor allem das überproportionale Anwachsen der AfD-Stimmen in den neuen Ländern. Vor diesem Hintergrund habe ich die Frage untersucht, ob die AfD im Begriff ist, die Linkspartei als Vertretung des Ostens in der Bundespolitik abzulösen. Nach momentanem Stand der Dinge ist dies nicht bzw. nur in eingeschränkter Form der Fall.

Zunächst einmal ist festzuhalten, dass Abgeordnete aus den neuen Ländern und Berlin in den Bundestagsfraktionen beider Parteien überrepräsentiert sind, aber dennoch jeweils nur eine (substantielle) Minderheit darstellen. Nach diesem Kriterium könnten beide (oder keine) der Parteien für sich in Anspruch nehmen, für den Osten zu sprechen. Zweitens hat eine Betrachtung des Wahlergebnisses auf der regionalen und lokalen Ebene gezeigt, dass die Unterstützung für beide Parteien innerhalb der Großregionen keineswegs gleichmäßig verteilt ist. Die AfD ist vor allem in Thüringen und Sachsen besonders stark , die Linke in Berlin, aber auch in den Stadtstaaten Bremen und Hamburg sowie in einigen westdeutschen Großstädten.

Auch in der Analyse auf der Mikro-Ebene lassen sich solche Differenzen innerhalb der Großregionen nachweisen. Vor allem aber zeigt sich, dass die Wahlentscheidung zugunsten beider Parteien sehr stark von Einstellungen zum Sozialstaat (im Falle der Linkspartei) sowie zur Zuwanderung (im Falle der AfD) bestimmt werden. Beide Parteien profitieren überdies von einem Gefühl der Unzufriedenheit mit dem Funktionieren der Demokratie, selbst wenn die Haltung zu diesen beiden wichtigen Policy-Dimensionen statistisch kontrolliert wird.

Vorbehalte gegenüber der Zuwanderung sind im Osten Deutschlands deutlich stärker ausgeprägt als in der alten Bundesrepublik. Das gleiche gilt auch für die generalisierte Unzufriedenheit mit dem Funktionieren der Demokratie. Sobald für diese Faktoren kontrolliert wird, zeigt sich, dass die AfD keinen davon unabhängigen “Ost-Bonus” genießt. Zugleich deuten die Modellschätzungen auf substantielle Einflüsse auf der Wahlkreisebene hin, die im Modell nicht abgebildet werden. Hinter diesen könnten etwa die organisatorische Stärke und ideologische Ausrichtung von Orts-, Kreis- und Landesverbänden, aber auch andere Faktoren wie etwa die örtliche Wirtschafts- und Sozialstruktur oder die subregionale politische Kultur stehen.

Im Falle der Linkspartei hingegen bleibt ein substantieller Effekt des Befragungsgebietes erhalten, selbst wenn für die Einstellungen kontrolliert wird. Signifikante Differenzen zwischen den Wahlkreisen gibt es hingegen keine. Dies deutet darauf hin, dass die Linkspartei auch zehn Jahre nach dem Zusammenschluss mit der WASG und 27 Jahre nach der Wiedervereinigung von Bundesrepublik und DDR immer noch von einem “Ost-Bonus” profitiert. Ob dieser primär auf die gleichsam ererbten und dann über Jahrzehnte gewachsenen Bindungen an SED und PDS, auf die organisatorische Stärke und Präsenz der Partei in den neuen Ländern, das Image und die Policies der Partei oder schlicht auf die immer noch große Zahl von Ostdeutschen in Spitzenämtern zurückzuführen ist, kann an dieser Stelle nicht geklärt werden. Fest steht aber, dass zum aktuellen Zeitpunkt die Linkspartei viel eher als die AfD für sich die Rolle der ostdeutsche Regionalvertretung in Anspruch nehmen kann.

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  1. https://www.tagesspiegel.de/politik/parteien-in-deutschland-ein-trend-zum-regionalen/20792814.html
  2. https://www.zeit.de/2018/19/ostdeutschland-linke-afd-aufstieg
  3. https://www.huffingtonpost.de/entry/wie-rechtsextreme-dem-osten-ein-neues-wir-gefuhl-verschafft-haben_de_5bea9b62e4b044bbb1a84429
  4. https://www.saechsische.de/die-afd-ist-keine-ostpartei-3348414.html
  5. Umgekehrt stützen sich FDP und SPD, vor allem aber die Grünen auf eine primär westdeutsche Wählerschaft.
  6. In früheren Jahren waren diese Ergebnisse nur gegen eine Gebühr und im Rahmen eines Antragsverfahrens zugänglich.
  7. Wegen der Unterschiede in der Größe der Stimmbezirke und der Wahlbeteiligung lässt sich dieser Befund nicht direkt mit dem amtlichen Endergebnis auf Länderebene vergleichen.
  8. Grundsätzlich wäre es wünschenswert, auch die Ebene der Stimmbezirke mit einzubeziehen. Da im Rahmen der GLES aber aus Datenschutzgründen nur sogenannte “virtuelle Samplepoints” zur Verfügung stehen, ist dies nicht möglich. Alternativ wäre es auch möglich gewesen, diese virtuellen Samplepoints als zweite Ebene zu betrachten. Damit wäre zudem auch die Stichprobenziehung etwas besser abgebildet worden. Allerdings ist unklar, welcher politischen Einheit diese Samplepoints entsprechen, während Wähler innerhalb desselben Wahlkreises einer Vielzahl gemeinsamer politischer Einflüsse ausgesetzt sind. Zudem ist die Zahl der Samplepoints etwas geringer, und einige Samplepoints sind im Datensatz zwei Wahlkreisen zugeordnet. Im Ergebnis hat diese Operationalisierungsentscheidung keine praktische Konsequenz: Beide Varianten führen zu fast identischen Schätzungen.
  9. Für die Zuordnung der Berliner Wahlkreise zum Gebiet der frühere Bundesrepublik bzw. der früheren DDR wird generell auf die Einteilung durch das GLES-Team zurückgegriffen. Problematisch ist dies nur im Wahlkreis “Berlin Mitte”, da hier Personen aus beiden früheren Teilen der Stadt befragt wurden. Da aber die Mehrzahl der Interviews im früheren Ostteil Berlins durchgeführt wurde, wurde im Sinne eines pragmatischen Vorgehens der ganze Wahlkreis dem Osten zugerechnet.
  10. Entsprechend der üblichen Praxis wurden hier nur die fixed effects einbezogen.

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

1 Einleitung, Fragestellung, Daten

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

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

Dieser Artikel gehört zu einer Serie von Beiträgen über die politischen Ost-West-Unterschiede in Deutschland

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

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

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

2.1 Globale Ost-West-Differenzen

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

 


PICKarte 1: Lokale Abweichungen vom regionalen Ergebnis 2009


 


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


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

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

 


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


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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

3.2 Position der Linkspartei/PDS im Parteienspektrum

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

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

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

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


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Abbildung 1: Wahrnehmung der Linkspartei auf zwei Policy-Dimensionen


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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

4.1 Die Wahrnehmung der Parteien in Ost und West

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

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

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

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

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

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


 

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Abbildung 2: Wahrnehmung des Parteiensystems in West- und Ostdeutschland


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

4.2 Wahlteilnahme und die Rolle von Parteiidentifikationen

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

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

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

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

 


Identifikation mit …WestOstWest:Ost
Union28221 , 3
SPD22131,7
Gruene961,5
FDP641,5
Linke5142,8−1
Keine30411,4−1

Tabelle 2: Verteilung der Parteiidentifikationen in West- und Ostdeutschland


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

 


AusprägungWestOst
sehr schwach13
ziemlich schwach68
mäßig3439
ziemlich stark4539
sehr stark1510

Tabelle 3: Stärke der Parteiidentifikationen in West- und Ostdeutschland


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

 


NichtwahlWahl entgegen PI
Ost0,1020,117
(0,663)(0,510)
Abitur0,2430,694∗∗∗
(0,230)(0,174)
Stärke PI−0,689∗∗∗−0,248∗∗
(0,106)(0,0939)
PI=SPD0,07810,152
(0,204)(0,170)
PI=Grüne0,649∗1,261∗∗∗
(0,275)(0,214)
PI=FDP0,3291,789∗∗∗
(0,389)(0,244)
PI=Linke−0,0570−0,497
(0,297)(0,311)
Interesse−0,355∗∗−0,0213
(0,127)(0,0863)
Ost×Abitur−0,463−1,265∗∗∗
(0,422)(0,352)
Ost×Stärke PI−0,253−0,281
(0,226)(0,174)
Ost×PI=SPD0,370−0,0480
(0,408)(0,390)
Ost×PI=Grüne0,5720,718
(0,540)(0,491)
Ost×PI=FDP1,1320,453
(0,605)(0,457)
Ost×PI=Linke1,435∗∗0,0361
(0,439)(0,457)
Ost×Interesse−0,1400,198
(0,224)(0,168)
Konstante0,503−0,947∗∗∗
(0,341)(0,252)
N 2414

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


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

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

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

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

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

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


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


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

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

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

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

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

4.3 Ein multivariates Modell der Wahlentscheidung bei der Bundestagswahl 2009

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

 


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


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

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

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

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


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


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


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


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

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


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


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

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


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


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

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

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

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

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

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

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

5 Fazit

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

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

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

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

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

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

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

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

5Interview mit dem Berliner Tagesspiegel vom 17.05.2005

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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.

Dieser Artikel gehört zu einer Serie von Beiträgen über die politischen Ost-West-Unterschiede in Deutschland

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.

 

Mikrodeterminanten des Wahlverhaltens: Parteiidentifikation 8
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.

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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).

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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).

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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).

 

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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.

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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.

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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.

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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.

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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.

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

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

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

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

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

6. Fazit

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

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

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

Literatur

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Weiterführende Literatur

 

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

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

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

1 Einleitung und Fragestellung

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

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

Dieser Artikel gehört zu einer Serie von Beiträgen über die politischen Ost-West-Unterschiede in Deutschland

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

ArbeitsplätzeBetreuungsplätze
Ostdeutschland2.305∗∗∗1.066∗∗∗
untere Dienstklasse0.772∗−0.180
einfache Angestellte0.684∗−0.311∗
Fach-/Vorarbeiter1.128∗∗∗−0.137
einfache Arbeiter1.341∗∗∗−0.106
Selbständige0.670∗−0.299
Ost: untere Dienstklasse−0.6980.261
Ost: einfache Angestellte−0.0640.486
Ost: Fach-/Vorarbeiter0.0090.416
Ost: einfache Arbeiter−0.4340.329
Ost: Selbständige0.1000.252
einfache Bildung0.452−0.114
mittlere Bildung0.701∗∗0.042
Ost: einfache Bildung0.8290.140
Ost: mittlere Bildung−0.186−0.024
Nachkrieg−0.0550.597∗∗∗
1980+0.4500.969∗∗∗
Ost: Nachkrieg−0.250−0.224
Ost: 1980+−1.225∗∗−0.573∗
männlich−0.304−0.409∗∗
Ost: männlich−0.3490.082
Arbeitslosigkeit (5J)0.538∗∗∗0.407∗∗
Ost: Arbeitslosigkeit (5J)−0.134−0.246
Kind im HH0.471∗0.249
Ost: Kind im HH−0.420−0.462∗∗
männlich: Kind im HH−0.701∗0.072
Ost/männlich: Kind im HH0.3200.455
Konstante4.543∗∗∗7.337∗∗∗
N  23632357
Adj. R20.1300.102
∅ Ost-West1.3581.070

Tabelle 1: Erwartungen der Bürger an den Staat


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

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

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

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


PIC

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


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

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

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


PIC

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


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

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

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

Einkommensungleichheit …
ungerechtReduktion
Ostdeutschland0.935∗∗∗1.550∗∗∗
untere Dienstklasse−0.0850.268∗
einfache Angestellte0.2470.419∗∗
Fach-/Vorarbeiter0.1170.647∗∗
einfache Arbeiter0.432∗0.770∗∗∗
Selbständige−0.2160.267∗
Ost: untere Dienstklasse0.1110.111
Ost: einfache Angestellte−0 .2300 .129
Ost: Fach-/Vorarbeiter0.3900.366
Ost: einfache Arbeiter−0.2400.098
Ost: Selbständige0.5570.557
einfache Bildung0.3480.438∗∗
mittlere Bildung0.1520.307∗∗∗
Ost: einfache Bildung0.887∗−0.713∗
Ost: mittlere Bildung0.060−0.349∗∗
Nachkrieg0.0890.189
1980+0.066−0.065
Ost: Nachkrieg−0.341∗−0.548∗
Ost: 1980+−0.425∗−0.443
männlich−0.053−0.136
Ost: männlich−0.1950.076
Arbeitslosigkeit (5J)−0.0410.654∗∗∗
Ost: Arbeitslosigkeit (5J)0.151−0.253
Kind im HH0.0450.079
Ost: Kind im HH−0.060−0.109
männlich: Kind im HH−0.148−0.166
Ost/männlich: Kind im HH−0.0260.183
Cutpoint 1−3.909∗∗∗−2.850∗∗∗
Cutpoint 2−1.073∗∗∗−0.622∗∗∗
Cutpoint 30.1520.261
Cutpoint 42.921∗∗∗2.501∗∗∗
N  23532346
Pseudo R2(McFadden Adj.)0.0000.025
Pseudo R2(McKelvey & Zavoina)0.0660.128
∅ Ost-West (% stimme stark zu)0.0590.178

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 fürChancen von
BedürftigeBerufsanfängern
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 Dienstklasse0.2740.779∗
Ost: einfache Angestellte0.4090.347
Ost: Fach-/Vorarbeiter0.3800.461
Ost: einfache Arbeiter0.0930.445
Ost: Selbständige0 .0300 .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−0.0300.442
Ost: 1980+0.0710.424
männlich0.0020.311∗∗
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 HH0.002−0.639
männlich: Kind im HH0.542∗−0.082
Ost/männlich: Kind im HH−0.0790.905
Konstante5.644∗∗∗
Cutpoint 1−3.504∗∗∗
Cutpoint 2−1.058∗∗∗
Cutpoint 3−0.098
Cutpoint 43.009∗∗∗
N  23342360
Adj. R20.080
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 …
ArbeitslosigkeitArmut
Ostdeutschland−0.589−0.139
untere Dienstklasse0.1620.589∗∗∗
einfache Angestellte0.4680.702∗
Fach-/Vorarbeiter0.737∗∗1.092∗∗∗
einfache Arbeiter0.620∗∗1.132∗∗∗
Selbständige0.0670.605∗∗
Ost: untere Dienstklasse−0.033−0.261
Ost: einfache Angestellte0.0370.005
Ost: Fach-/Vorarbeiter−0.034−0.506∗
Ost: einfache Arbeiter0.512−0.017
Ost: Selbständige−0.069−0.568∗
einfache Bildung0.4700.474∗
mittlere Bildung0.244∗∗0.106
Ost: einfache Bildung−1.240∗∗−0.277
Ost: mittlere Bildung0.2890.269
Nachkrieg1.816∗∗∗0.487∗
1980+1.769∗∗∗0.671∗∗
Ost: Nachkrieg0.7510.245
Ost: 1980+1.2610.530
männlich−0.081−0.075
Ost: männlich−0.1410.050
Arbeitslosigkeit (5J)1.909∗∗∗1.203∗∗∗
Ost: Arbeitslosigkeit (5J)−0.372−0.101
Kind im HH0.293∗0.457∗∗∗
Ost: Kind im HH0.0320.487∗
männlich: Kind im HH−0.212∗−0.318
Ost/männlich: Kind im HH0.529−0.058
Cutpoint 12.324∗∗∗0.941∗∗∗
Cutpoint 24.368∗∗∗3.441∗∗∗
Cutpoint 35.471∗∗∗5.013∗∗∗
N  17792352
Adj. R2
Pseudo R2(McFadden Adj.)0.0720.039
Pseudo R2(McKelvey & Zavoina)0.2610.155
∅ 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:
ArbeitsloseArme
Ostdeutschland4 .122−1 .870
untere Dienstklasse1.0891.889
einfache Angestellte1 .3472 .674
Fach-/Vorarbeiter4.0504.581
einfache Arbeiter6.3728.037∗∗
Selbständige2.2882.574∗
Ost: untere Dienstklasse0.6161.969
Ost: einfache Angestellte1 .901−1 .823
Ost: Fach-/Vorarbeiter−0.369−2.405
Ost: einfache Arbeiter0.9960.185
Ost: Selbständige2 .121−3 .913
einfache Bildung3.9253.585
mittlere Bildung2.7123.181
Ost: einfache Bildung−0.5553.154
Ost: mittlere Bildung−1.0651.876
Nachkrieg−1.2490.768
1980+0.6372.068
Ost: Nachkrieg2.7213.539
Ost: 1980+−0.8102.617
männlich−4.323∗−4.236
Ost: männlich−1.1271.549
Arbeitslosigkeit (5J)3.3514.977
Ost: Arbeitslosigkeit (5J)−1.687−1.828
Kind im HH1.501−0.498
Ost: Kind im HH−1.6213.709∗∗
männlich: Kind im HH−0.6722.143
Ost/männlich: Kind im HH−3.675−8.213
Konstante17.326∗∗∗15.218∗∗∗
ln(σ)2.614∗∗∗2.677∗∗∗
N  23332328
Pseudo R2(McFadden Adj.)0.0130.011
Pseudo R2(McKelvey & Zavoina)0.1230.116
∅ Ost-West (%)4.3022.255

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 …
ALGKrankengeld
Ostdeutschland−0.007−0.561∗∗
untere Dienstklasse0.289∗∗∗0.141
einfache Angestellte0.382∗∗0.151
Fach-/Vorarbeiter0.945∗∗∗0.633∗∗
einfache Arbeiter0.807∗∗∗0.500
Selbständige1.003∗∗∗0.582∗∗
Ost: untere Dienstklasse−0.1670.416
Ost: einfache Angestellte−0.1780.226
Ost: Fach-/Vorarbeiter−0.396−0.405
Ost: einfache Arbeiter−0.3120.373
Ost: Selbständige−0.2260.155
einfache Bildung0.686∗∗0.437∗
mittlere Bildung0.268∗0.253
Ost: einfache Bildung−0.421−0.738∗
Ost: mittlere Bildung−0.075−0.319
Nachkrieg−0.366∗∗∗−0.060
1980+−0.0860.164
Ost: Nachkrieg0.448∗0.039
Ost: 1980+0.3410.619∗∗
männlich−0.1000.209
Ost: männlich−0.153−0.211
Arbeitslosigkeit (5J)−0.074−0.267
Ost: Arbeitslosigkeit (5J)−0.480∗∗−0.012
Kind im HH−0.0340.096
Ost: Kind im HH−0.062−0.192
männlich: Kind im HH0.067−0.482∗∗∗
Ost/männlich: Kind im HH0.0311.010∗∗∗
Cutpoint 1−2.689∗∗∗−1.912∗∗∗
Cutpoint 2−0.1240.618∗∗∗
Cutpoint 31.016∗∗∗1.627∗∗∗
Cutpoint 43.186∗∗∗4.290∗∗∗
N  23532335
Pseudo R2(McFadden Adj.)−0.001−0.003
Pseudo R2(McKelvey & Zavoina)0.0560.056
∅ Ost-West (% lehne stark ab)0.0020.047

Tabelle 6: Wahrgenommene Häufigkeit von Sozialbetrug


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


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


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

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


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


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

 


, , ; robuste Standardfehler, Bundesländer als Cluster

%3

Negative Folgen …
für WirtschaftFaulheitGleichgültigkeit
Ostdeutschland−0.022−0.281−0.417∗
untere Dienstklasse0.0170.305∗∗∗0.361∗∗
einfache Angestellte0.1280.1720.172
Fach-/Vorarbeiter0.0670.542∗∗∗0.475∗∗∗
einfache Arbeiter0.1990.758∗∗∗0.525∗∗∗
Selbständige0.470∗∗0.774∗∗0.781∗∗
Ost: untere Dienstklasse0.122−0.0860.044
Ost: einfache Angestellte0.115−0.294−0.443
Ost: Fach-/Vorarbeiter0.233−0.308−0.416∗
Ost: einfache Arbeiter0.341−0.282−0.309
Ost: Selbständige0.488−0.291−0.448
einfache Bildung0.2360.530∗∗−0.137
mittlere Bildung0.274∗0.189∗0.091∗
Ost: einfache Bildung−0.927∗−1.225∗∗∗−0.339
Ost: mittlere Bildung−0.646∗∗−0.1720.021
Nachkrieg0.007−0.165−0.426∗∗
1980+−0.212−0.058−0.408∗∗∗
Ost: Nachkrieg−0.1150.412∗0.385
Ost: 1980+0.3331.122∗∗0.797∗
männlich0.0670.1340.190∗
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