Jahrbuch für Handlungs- und Entscheidungstheorie 4: Schwerpunkt Parteienwettbewerb und Wahlen

Thomas Bräuninger · Joachim Behnke (Hrsg.) Jahrbuch für Handlungs- und Entscheidungstheorie

Thomas Bräuninger Joachim Behnke (Hrsg.)

Jahrbuch für Handlungs- und Entscheidungstheorie Band 4: Schwerpunkt Parteienwettbewerb und Wahlen

Bibliografische Information Der Deutschen Nationalbibliothek Die Deutsche Nationalbibliothek verzeichnet diese Publikation in der Deutschen Nationalbibliografie; detaillierte bibliografische Daten sind im Internet über abrufbar.

. . 1. Auflage September 2006 Alle Rechte vorbehalten © VS Verlag für Sozialwissenschaften | GWV Fachverlage GmbH, Wiesbaden 2006 Lektorat: Monika Mülhausen / Bettina Endres Der VS Verlag für Sozialwissenschaften ist ein Unternehmen von Springer Science+Business Media. www.vs-verlag.de Das Werk einschließlich aller seiner Teile ist urheberrechtlich geschützt. Jede Verwertung außerhalb der engen Grenzen des Urheberrechtsgesetzes ist ohne Zustimmung des Verlags unzulässig und strafbar. Das gilt insbesondere für Vervielfältigungen, Übersetzungen, Mikroverfilmungen und die Einspeicherung und Verarbeitung in elektronischen Systemen. Die Wiedergabe von Gebrauchsnamen, Handelsnamen, Warenbezeichnungen usw. in diesem Werk berechtigt auch ohne besondere Kennzeichnung nicht zu der Annahme, dass solche Namen im Sinne der Warenzeichen- und Markenschutz-Gesetzgebung als frei zu betrachten wären und daher von jedermann benutzt werden dürften. Umschlaggestaltung: KünkelLopka Medienentwicklung, Heidelberg Druck und buchbinderische Verarbeitung: Krips b.v., Meppel Gedruckt auf säurefreiem und chlorfrei gebleichtem Papier Printed in the Netherlands ISBN-10 3-531-15202-5 ISBN-13 978-3-531-15202-8

Inhalt Editorial................................................................................................................ 7 Jens Hainmüller, Holger Lutz Kern und Michael Bechtel Wahlkreisarbeit zahlt sich doppelt aus – Zur Wirkung des Amtsinhaberstatus einer Partei auf ihren Zweitstimmenanteil bei den Bundestagswahlen 1949 bis 1998 .............................................................. 11 Susumu Shikano Modellgestützte Rekonstruktion und Simulation des Ergebnisses der Bundestagswahl 2005................................................................................. 47 Clemens Kroneberg Die Erklärung der Wahlteilnahme und die Grenzen des Rational-Choice-Ansatzes. Eine Anwendung des Modells der Frame-Selektion ......................................................................................... 79 Michael Herrmann, Susumu Shikano, Paul W. Thurner und Axel Becker Die Analyse von Wählerpräferenzen mit Rank Ordered Logit ................ 113 Christian W. Martin und Thomas Plümper Instabilität von parteipolitischen Programmen: Der Einfluss der Zahl der Parteien............................................................................................... 135 Steffen Ganghof Strategische Uneinigkeit? Methodische Probleme und normative Implikationen von analytischen Erzählungen über Reformblockaden ..... 151 Christoph Hönnige Die Entscheidungen von Verfassungsgerichten – ein Spiegel ihrer Zusammensetzung? .................................................................................. 179 Reinhard Zintl Der ökonomische Ansatz in der politischen Theorie – nützliches Instrument oder Prokrustesbett? ............................................................... 215 Autorenverzeichnis .......................................................................................... 231

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Editorial Im Jahr 2007 jährt sich das Erscheinen von Anthony Downs’ An Economic Theory of Democracy zum fünfzigsten Mal. Downs’ Studie zählt längst zum Kanon der politikwissenschaftlichen Literatur, doch schon ihre unmittelbare Entstehungs- und Rezeptionsgeschichte ist bemerkenswert. Entstanden als Dissertationsschrift unter der Anleitung von Kenneth Arrow wird die Arbeit 1957 von Harper and Brothers in New York verlegt. Kurz darauf erscheinen erste Rezensionen, die sich zwischen zähneknirschender Bewunderung und offener Ablehnung ob der Anmaßung des Ökonomen Downs, eine ökonomische Theorie der Regierung vorzulegen, bewegen – mitunter in einem einzelnen Satz. Downs Arbeit wird schnell so bekannt, dass Rudolf Wildemann in der Einleitung zur deutschen Übersetzung 1968 (erschienen bei Siebeck in Tübingen) die spöttische Frage stellen kann, ob es einer deutschen Fassung überhaupt noch bedürfe. Wie lässt sich diese Erfolgsgeschichte erklären? Downs beschäftigt sich bekanntermaßen mit zwei Fragestellungen, die in der Vergangenheit vielleicht implizit schon oft zusammen gedacht, jedoch wohl niemals zuvor in dieser Klarheit zusammen analysiert worden waren: nämlich die Frage nach den Auswirkungen des Wahlverhaltens der Bürger auf den Wettbewerb der Parteien und, umgekehrt, die Frage nach den Implikationen dieses Wettbewerbs auf das Wählerverhalten anderseits. Downs beschreibt damit das Verhältnis von Wähler und Parteien bzw. Kandidaten in der Demokratie als das einer strategischen Interaktion. Das bevorstehende Jubiläum dieses modernen Klassikers der Politischen Theorie stellt einen willkommenen Anlass dar, einen Blick auf neueste Entwicklungen in der Forschung zum Wahlverhalten und Parteienwettbewerb zu werfen. Der vorliegende vierte Band des Jahrbuchs für Handlungs- und Entscheidungstheorie widmet sich mit einem Schwerpunkt diesem Thema. Konzeptionell tritt das Jahrbuch damit in eine neue Phase. Beginnend mit diesem Band wird sich das Jahrbuch in den kommenden Folgen schwerpunktmäßig mit einzelnen aktuellen Fragestellungen in den Sozialwissenschaften beschäftigen. Dabei sollen insbesondere solche Themenfelder in den Blick genommen werden, bei denen die Anwendung individualistischer Handlungs- und Entscheidungstheorien als besonders vielversprechend erscheint. Darüber hinaus soll das Jahrbuch weiterhin die Möglichkeit bieten, empirische, analytische und normative Fragestellungen im Bereich der Handlungs- und Entscheidungstheorien in einem interdis-

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ziplinären Kontext zu diskutieren. Entsprechend beinhaltet der vorliegende Band weitere, außerhalb des Schwerpunktthemas liegende Beiträge, die zugleich die Bandbreite der sozialen Phänomene deutlich machen, die mit dem Instrumentarium einer mikrofundierten Handlungstheorie in die analytische Zange genommen werden können. Der erste Beitrag im Schwerpunkthema von Jens Hainmüller, Holger Lutz Kern und Michael Bechtel beschäftigt sich mit der Frage, ob eine Partei bei den Wahlen zum deutschen Bundestag auch hinsichtlich ihres Zweitstimmenergebnisses davon profitieren kann, dass ein Kandidat ihrer Partei den Wahlkreis bei der letzten Wahl gewonnen hat. Unter Verwendung einer Regressionsdiskontinuitätsanalyse zeigen sie, dass ein solcher Kontaminationseffekt bei Bundestagswahlen nachzuweisen ist und sogar dann auftritt, wenn der gegenwärtige Wahlkreisabgeordnete selbst nicht mehr zur Wiederwahl steht. Der Beitrag schließt mit einer Simulationsstudie, deren Ergebnisse nahe legen, dass der geschätzte Effekt des Amtsinhaberstatus unter Umständen sogar ausreichen könnte, um politisch bedeutsame Verschiebungen in der Sitzverteilung des Bundestags zu bewirken. Die Fokussierung des ersten Beitrags auf den Nachweis eines bestimmten Effekts auf das Wahlergebnis, dem der Amtsinhaberschaft, wird komplementiert durch den nachfolgenden Beitrag von Susumu Shikano, der die Rekonstruktion des Ergebnisses der Bundestagswahl 2005 zum Ziel hat. Ausgehend von neueren Entwicklungen in den räumlichen Modellen des Parteienwettbewerbs und der Wahlentscheidung gelingt es dem Beitrag, das Ergebnis der Wahl mit bemerkenswerter Güte zu rekonstruieren. Damit zeigt Shikano auch, wie der rationalistische Ansatz durch die kluge Zusammenführung von theoretischen Modellen und empirischen Daten zu den „Randbedingungen“ einer Entscheidungssituation substantielle und nicht nur marginale Erklärungskraft erzeugen kann. Clemens Kroneberg stellt in seinem Artikel eine erweiterte Version des Modells der Frame-Selektion von Hartmut Esser vor und wendet es auf die Erklärung der Wahlteilnahme an. Das Modell sagt vorher, dass der Einfluss anderer Anreize auf die Teilnahmedisposition mit zunehmender Internalisierung der Wahlnorm zurückgeht und bei sehr hohem Internalisierungsgrad überhaupt nicht mehr besteht. Diese Hypothese einer statistischen Interaktion zwischen der Wahlnorm und den übrigen Anreizen widerspricht der verbreiteten Klasse von Rational-Choice-Modellen der Wahlteilnahme, die von einer einheitlichen Nutzenfunktion und somit von einer additiven Wirkung aller Anreize ausgehen. Der Test des Modells erfolgt in Sekundäranalysen von Daten zur Landtagswahl in Nordrhein-Westfalen von 1995, zur Provinzwahl in British Columbia (Kanada)

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von 1996 und zur Wahl zum kanadischen Bundesparlament von 1993. Die Analysen bestätigen den Interaktionseffekt und führen zur Zurückweisung der bisherigen Rational-Choice-Erklärungen der Wahlteilnahme. Über den unmittelbaren Erkenntnisgewinn hinaus verdeutlicht der Beitrag, dass sich auf diese Weise die Eigenart normativen Handelns und die „Grenzen des Rational-Choice-Ansatzes“ auch empirisch bestimmen lassen. Andererseits zeigen die Analysen, dass das Modell der Frame-Selektion einen analytischen Rahmen bietet, innerhalb dessen sogenannte weite Rational-Choice-Theorien nicht unmittelbar der wissenschaftstheoretischen Kritik mangelnden Informationsgehalts ausgesetzt sind. Welche oftmals ungenutzte “Information” in den geäußerten Präferenzen von Wählern enthalten sind, verdeutlicht der Beitrag von Michael Herrmann, Susumu Shikano, Paul Thurner und Axel Becker. Die Autoren vergleichen eine – wenn nicht die – Standardvariable in der empirischen Wahlforschung, nämlich die bekannte Sonntagsfrage („Wen würden Sie wählen?”), mit einer mit Hilfe von paarweisen Vergleichen konstruierten vollständigen Präferenzordnung über alle fünf relevanten Parteien. Die Anwendung eines entsprechenden Analyseverfahrens – eines sogenannten Rank Ordered Logit Modells – erlaubt die tiefergehende Analyse solcher ordinalen Parteipräferenzen der Wähler. Dabei wird deutlich, dass in den Parteipräferenzen relevante Informationen über die Wähler enthalten sind, die bei einer Analyse von Erstpräferenzen wie sie in der Sonntagsfrage zum Ausdruck kommt, verborgen bleiben. Mit der Dynamik des Parteienwettbewerbs beschäftigt sich der Beitrag von Christian W. Martin und Thomas Plümper. Sie interessiert die Frage, ob die Zunahme der Parteienzahl in einem Parteiensystem mit einer steigenden Flexibilität der Positionen politischer Parteien verbunden ist. Sie knüpfen damit an eine Alltagsvermutung an, die jedoch in der theoretischen Literatur zum Parteienwettbewerb keine gesicherte Begründung hat. Mit Hilfe eines Simulationsmodells, in dem ideologisch bewegliche Parteien um die Stimmen von Wählern konkurrieren, leiten sie Hypothesen darüber ab, wie die Parteienzahl die Volatilität des Parteiensystems beeinflusst. Die Ergebnisse lassen vermuten, dass Anpassungsreaktionen von Parteien als Reaktion auf programmatische Änderungen ihrer Konkurrenten desto größer ausfallen, je mehr Parteien um Stimmen konkurrieren. Welchen Einfluss der elektorale Wettbewerb auch auf die inhaltliche Auseinandersetzung von Parteiakteuren haben kann, verdeutlicht Steffen Ganghof am Beispiel der Petersberger Steuerreformvorschläge der Regierung Kohl. Er argumentiert, dass die Nichteinigung von zwei politischer Akteuren zwei Gründe haben kann: die tatsächliche Unterschiedlichkeit inhaltlicher Präferenzen,

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oder aber wahlstrategische Gründe, die selbst bei hinreichender Ähnlichkeit inhaltlicher Positionen zu einer “strategischen Uneinigkeit” führen können. Die Unterscheidung zwischen diesen Arten der Uneinigkeit sei auch deshalb schwierig, weil die Akteure Anreize besitzen, die Uneinigkeit der jeweils anderen Seite als strategische darzustellen und damit vor den Augen der Wähler zu diskreditieren. Der Beitrag diskutiert nicht nur die methodischen Fallstricke, sondern auch die damit verbundene normative Problematik. Der siebte Beitrag von Christoph Hönnige untersucht in einem Vergleich von französischem Conseil Constitutionnel und deutschem Bundesverfassungsgericht, ob die (mutmaßlichen) politischen Einstellungen von Verfassungsrichtern einen systematischen Effekt auf ihr Entscheidungsverhalten haben. Die Ergebnisse einer Untersuchung der abstrakten Normenkontrollverfahren vor beiden Gerichten deuten darauf hin, dass etwa in Frankreich Gesetze in der Tat seltener annulliert werden, wenn Regierung und die Mehrheit der Richter der gleichen politischen Partei zuzuordnen sind. Für Deutschland ergibt sich – erwartungsgemäß – aufgrund des konsensualen Auswahlverfahrens der Richter ein weniger deutlicher Effekt. Im abschließenden Beitrag reflektiert Reinhard Zintl über die Anwendung des ökonomischen Ansatzes in der politischen Theorie. Er zeigt, dass dieser nicht nur durch ein bestimmtes Instrument des Theoretisierens, dem stilisierten Akteur als rationalen Nutzenmaximierer, gekennzeichnet ist, sondern auch durch einen bestimmten Blickwinkel auf soziale Prozesse: nämlich der Suche nach einer objektiven Situationslogik, die einer bestimmten Handlungskonstellation innewohnt. Die Beiträge in diesem Jahrbuch vermitteln ein eindrucksvolles Bild von aktuellen Entwicklungen in der entscheidungstheoretisch fundierten, empirisch ausgerichteten Wahl-, Parteien-, und vergleichend-politikwissenschaftlichen Forschung. Sie zeigen zugleich exemplarisch, wie moderne Sozialwissenschaft zu Beginn des 21. Jahrhunderts betrieben wird. Den Herausgeber bleibt an dieser Stelle nur, sich bei den Gutachtern für ihre Bereitschaft zur kritischen Lektüre zu bedanken sowie bei Julian Bernauer, vor allem aber bei Katrin Kirschmann für ihren engagierten Einsatz bei der Erstellung des Jahrbuchs. Pfingstmontag 2006 Die Herausgeber

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Wahlkreisarbeit zahlt sich doppelt aus – Zur Wirkung des Amtsinhaberstatus einer Partei auf ihren Zweitstimmenanteil bei den Bundestagswahlen 1949 bis 1998 Jens Hainmueller, Holger Lutz Kern und Michael Bechtel* 1.

Einleitung

Seit den frühen 90er Jahren haben mehr als 30 Länder Wahlsysteme eingeführt, die die Mehrheitswahl in Einerwahlkreisen mit Elementen der Verhältniswahl verbinden. Es vermag daher nicht zu überraschen, dass die wissenschaftliche Zurückhaltung, mit der solchen kombinierten Wahlsystemen anfangs vor dem Hintergrund der idealtypischen Unterscheidung zwischen Verhältnis- und Mehrheitswahlrecht begegnet wurde, inzwischen einem erheblichen Forschungsinteresse gewichen ist (Massicotte und Blais 1999; Shugart und Wattenberg 2001; Ferrara et al. 2005). Nicht nur die Entstehung solcher Wahlsysteme (Bawn 1993; Shugart 2001), sondern auch deren Bedeutung für strategisches Wählen und den Eintritt neuer Parteien in den politischen Wettbewerb wurden dabei ausgiebig untersucht (Bawn 1999; Gschwend et al. 2003; Moser und Scheiner 2005). Die Literatur hat inzwischen auch den Einfluss kombinierter Wahlsysteme auf das Verhalten des Gesetzgebers (Lancaster und Patterson 1990; Stratmann und Baur 2002; Bawn und Thies 2003) und die Entwicklung von Parteiensystemen (Shugart und Wattenberg 2001; Ferrara et al. 2005) analysiert. Ein wichtiger Grund für das steigende Forschungsinteresse an kombinierten Wahlsystemen besteht darin, dass diese scheinbar die Möglichkeit bieten, Wählerverhalten unter den Bedingungen unterschiedlicher Wahlsysteme (Mehrheits- und Verhältniswahl) einem kontrollierten Vergleich zu unterziehen (Moser und Scheiner 2005: 260). Die Wirkung unterschiedlicher Wahlsysteme könne hier, so das gängige Argument, bei gleichzeitiger Kontrolle für Störvariablen untersucht werden (Lancaster und Patterson 1990; Stratmann und Baur *

Wir danken Barry Burden, Alexis Diamond, Federico Ferrara und Walter R. Mebane, Jr., den Teilnehmern des Political Behavior and Political Psychology Workshops an der Harvard University und den Teilnehmern des Incumbency Advantage Panels der 2006 Midwest Political Science Association Conference für hilfreiche Kommentare.

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2002; Moser 1999; Moser und Scheiner 2005). Dieses forschungslogische Argument kann aber nur dann überzeugen, wenn die beiden Komponenten des Wahlsystems tatsächlich unabhängig voneinander sind. Im Falle des deutschen Wahlsystems dürfen sich der Erst- und Zweitstimmenanteil einer Partei in einem Wahlkreis nicht gegenseitig beeinflussen. Neuere empirische Belege für die Existenz von so genannten Kontaminationseffekten, also von Wechselwirkungen zwischen den in kombinierten Wahlsystemen verwendeten Wahlrechtselementen, lassen diese entscheidende Voraussetzung jedoch höchst fragwürdig erscheinen (Herron und Nishikawa 2001; Cox und Schoppa 2002; Ferrara et al. 2005). Unsere Arbeit baut auf diesen neueren Forschungsergebnissen auf und identifiziert erstmals die Parteizugehörigkeit eines Kandidaten, der seinen Wahlkreis bei der letzten Wahl gewonnen hat (Amtsinhaber), als eine wichtige Ursache von Kontamination. Falls ein guter Wahlkreisabgeordneter die Popularität seiner Partei im Wahlkreis erhöht, ist anzunehmen, dass dieser Kontaminationseffekt auch dann auftritt, wenn der Wahlkreisabgeordnete selbst nicht mehr zur Wiederwahl steht. Bislang wurde diese Wirkung des Amtsinhaberstatus von der Forschung zu Kontaminationseffekten übersehen. Dies mag daran liegen, dass sich die Kontaminationsforschung bisher darauf konzentriert hat, den Einfluss der bloßen Existenz von Wahlkreisbewerbern auf den Zweitstimmenerfolg einer Partei zu untersuchen. Den Befunden dieser Forschungsanstrengungen zufolge lohnt es sich für Parteien in jedem Fall, eigene Wahlkreisbewerber aufzustellen, da eigene Kandidaten aufstellende Parteien im Durchschnitt einen höheren Zweitstimmenanteil erhalten als Parteien, die auf die Aufstellung von eigenen Wahlkreisbewerbern verzichten. In der umfangreichen Literatur zum Amtsinhaberbonus wird argumentiert, dass Wahlkreisabgeordnete einen Vorteil genießen, wenn sie in ihrem Wahlkreis erneut kandidieren. So haben beispielsweise in den Vereinigten Staaten und anderen Ländern Wahlkreisabgeordnete nachweislich einen bedeutenden Einfluss auf das Wahlergebnis in ihrem Wahlkreis (incumbency effects). Verbindet man diese beiden Literaturstränge, so ergibt sich folgendes Argument: Wirkt schon die bloße Präsenz eines Wahlkreiskandidaten positiv auf den Zweitstimmenanteil seiner Partei, so sollte der Amtsinhaberstatus, den dieser in seinem Wahlkreis genießt, eine noch weitaus stärkere Wirkung auf den Zweitstimmenanteil seiner Partei entfalten. Schließlich haben eine Partei und ihr Kandidat mit dem Gewinn eines Wahlkreises vier Jahre lang die Möglichkeit, die Wähler von den eigenen Vorteilen zu überzeugen. Dies ist ein weitaus längerer Zeitraum als der wenige Monate andauernde Wahlkampf, den die Literatur

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bislang als Ursache von Kontaminationseffekten ausgemacht hat. Wahlkreisabgeordnete müssten also nicht nur einen Vorteil im Hinblick auf ihren Erststimmenanteil genießen, sondern auch in der Lage sein, in ihrem Wahlkreis für ihre Partei eine höhere Zahl an Zweitstimmen zu erringen. Zur Überprüfung dieser Hypothese eignen sich Bundestagswahlergebnisse in besonderem Maße, denn mit seinem personalisierten Verhältniswahlrecht verfügt Deutschland über das älteste kombinierte Wahlsystem der Welt. Die deutschen Bürger hatten somit ausreichend Zeit und Gelegenheit, sich mit den Möglichkeiten strategischen Wählens vertraut zu machen (Nohlen 2004; Bawn 1999). Wenn Kontaminationseffekte in kombinierten Wahlsystemen tatsächlich existieren, so sollten sie hier zu finden sein. Zur empirischen Überprüfung verwenden wir eine Regressionsdiskontinuitätsanalyse (RD-Analyse). Dieser Ansatz hilft uns, jene inferentiellen Hindernisse zu überwinden, die zuverlässige Kausalschlüsse in nicht-experimentellen Studien erschweren. Die RD-Analyse nutzt die annähernd randomisierte Zuweisung des Amtsinhaberstatus, die immer dann auftritt, wenn der Wahlausgang in einem Wahlkreis knapp ist. In solchen Fällen sind, verglichen mit dem in der Wahlforschung weit verbreiteten Standard-Regressionsmodell, die für Schlüsse auf kausale Effekte erforderlichen Annahmen weitaus schwächer. Die empirischen Ergebnisse zeigen, dass der Amtsinhaberstatus einer Partei in Bundestagswahlen den Zweitstimmenanteil im Wahlkreis um durchschnittlich 1 bis 1,5 Prozentpunkte erhöht. Mit Hilfe von Simulationen stellen wir darüber hinaus fest, dass Effekte dieser Größenordnung ausreichend sind, um politisch bedeutsame Verschiebungen in der Sitzverteilung des Bundestages auszulösen. Im Folgenden gehen wir zunächst auf Vorarbeiten im Bereich der Forschung zu Kontaminationseffekten in kombinierten Wahlsystemen ein und legen sodann unser theoretisches Argument dar. Der dritte Abschnitt stellt unser statistisches Modell sowie die verwendeten Daten vor. Abschnitt vier präsentiert die empirischen Befunde, denen im fünften Abschnitt die Ergebnisse der Sensitivitätsanalyse folgen. Die Arbeit schließt mit einer Zusammenfassung unserer zentralen Ergebnisse und deren Implikationen für die weitere Forschung sowie das strategische Verhalten von Parteien im deutschen Parteienwettbewerb.

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Kontamination und der Amtsinhaberstatus von Parteien

Kontaminationseffekte können in zwei Richtungen wirken.1 Die Existenz von Einerwahlkreisen kann zum einen den Stimmenwettbewerb im Verhältniswahlelement beeinflussen. Inspiriert von den in Deutschland gemachten Erfahrungen mit einem kombinierten Wahlsystem bemerkt zum Beispiel Maurice Duverger, dass der für Einerwahlkreise typische Zweiparteienwettbewerb auch auf die Ebene des Verhältniswahlelements übergreift (Duverger 1986: 72). Zum anderen ist die umgekehrte Wirkungsrichtung, also vom proportionalen hin zum majoritären Wahlsystemelement, denkbar. Cox und Schoppa (2002: 1031) argumentieren beispielsweise, dass die in Einerwahlkreisen vermutete starke Tendenz zur Ausbildung eines Zweiparteiensystems (Duverger 1954; Cox 1997) in den kombinierten Wahlsystemen Deutschlands, Japans und Italiens erheblich abgeschwächt wird. Denn im Unterschied zu reinen Mehrheitswahlsystemen besteht hier für kleine Parteien auch dann ein Anreiz, sich im Einerwahlkreis zur Wahl zu stellen, wenn sie kaum Aussichten auf Erfolg haben, „in order to give their party a human face that they can use to boost the party's [PR] vote totals“ (Cox und Schoppa 2002: 1031). Eine solche Strategie erklärt auch den Befund von Herron und Nishikawa (2001), die feststellen, dass die Anzahl der Parteien in den Einerwahlkreisen der gemischten Wahlsysteme Russlands und Japans größer ist als in reinen Mehrheitswahlsystemen. Mit der Aufstellung von Kandidaten in möglichst vielen Wahlkreisen – selbst wenn diese keine Chance haben, ihren Wahlkreis zu gewinnen – können kleine Parteien für das eigene Programm werben und so ihren Stimmenanteil im Verhältniswahlelement erhöhen. Zu einem ähnlichen Ergebnis kommt auch die Untersuchung einer größeren Anzahl kombinierter Wahlsysteme durch Ferrara et al. (2005: Kapitel 3). Diese Studie zeigt, dass der Stimmenanteil einer Partei im proportionalen Wahlsystemelement positiv mit der Aufstellung eigener Wahlkreisbewerber korreliert. Mittels der bislang gemachten Befunde ist die Kontaminationsforschung zu neuen Einsichten in die Funktionsweise von kombinierten Wahlsystemen gelangt. Allerdings sind die bisherigen Ergebnisse nicht gegen methodische Kritik gefeit. So lässt sich einwenden, dass Parteien als rationale Akteure einen eige1

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Der Ausdruck Kontamination wird Ferrara et al. entsprechend definiert: “Contamination is present, at the micro-level, when the behavior of a voter, a party, a candidate, or a legislator in one tier of the election is demonstrably affected by the institutional rules employed in the other tier. At the aggregate level, contamination is observed when a particular outcome produced in one tier (like the number of parties) is affected by the institutional features of the other tier” (2005: 8-9).

nen Kandidaten vor allem in denjenigen Wahlkreisen ins Rennen schicken werden, in denen sie ohnehin ein überdurchschnittliches Ergebnis erwarten oder in denen die organisatorischen Ressourcen für einen erfolgreichen Wahlkampf zur Verfügung stehen. Selbst wenn diese Vermutung nur zum Teil zuträfe, handelte es sich damit bei dem beobachteten Zusammenhang zwischen der Präsenz eines eigenen Wahlkreisbewerbers und einem höheren Zweitstimmenanteil um eine Scheinkorrelation. Dieser Gefahr des Bias durch Selbstselektion ist man sich bei der Erforschung von Kontaminationseffekten sehr wohl bewusst. Nicht umsonst versuchen die soeben zusammengefassten Studien, der Verzerrung ihrer Schätzungen durch die Aufnahme von Kontrollvariablen entgegenzuwirken. So verwenden Cox und Schoppa (2002: 1034) den in der Vergangenheit erzielten Stimmenanteil einer Partei im Wahlkreis als Messinstrument für die Popularität einer Partei. Herron und Nishikawa (2001) fügen ihrem Modell eine binäre Indikatorvariable für den Amtsinhaberstatus hinzu und nehmen außerdem im Falle Japans für einige Parteien deren Stimmenanteil in den vergangenen Wahlen zum Oberhaus in ihre Regressionsgleichung auf. In einer jüngeren Arbeit (Ferrara et al. 2005) wird der Amtsinhaberstatus als Proxy für Popularität verwendet; außerdem werden die statistischen Modelle auch um einige demographische und regionale Kontrollvariablen erweitert. Interessanterweise zeigen die Ergebnisse dieser Regressionsanalysen, dass Amtsinhaberschaft einen positiven und signifikanten Effekt auf den Stimmenanteil im proportionalen Wahlsystemelement besitzt. Allerdings degradiert die Arbeit von Ferrara et al. (2005) den Amtsinhaberstatus einer Partei zu einer reinen Kontrollvariable für die Popularität einer Partei, weshalb den theoretischen Implikationen dieses Befundes keinerlei Beachtung geschenkt wird. Im Unterschied hierzu ist die Amtsinhaberschaft einer Partei in unserer Arbeit der zentrale, kausal wirksame Faktor. Wir bezeichnen die Amtsinhaberschaft einer Partei, also die Tatsache, dass ihr Kandidat in seinem Wahlkreis das Direktmandat erringen konnte, deshalb im Folgenden als Treatment. Unser Forschungsdesign verfolgt das Ziel, den kausalen Effekt dieses Treatments zu bestimmen. Darüber hinaus ist festzuhalten, dass die existierenden Vorarbeiten auf einer sehr starken statistischen Annahme ruhen, nämlich dass die Aufstellung der Wahlkreiskandidaten (bei Kontrolle für Störvariablen) unabhängig von den potentiellen Wahlergebnissen ist (unconfounded treatment assignment) (Rubin 1974; Rosenbaum 2002).2 Anders ausgedrückt lautet diese grundlegende An2

Potentielle Wahlergebnisse sind hier als potential outcomes nach Rubins Modell der Kausalen Inferenz zu verstehen (siehe hierzu die ausführliche Darstellung im dritten Abschnitt dieser Arbeit).

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nahme: Für jede Partei ist unter Berücksichtigung ihres zuletzt erzielten Stimmenanteils bzw. anderer regionaler oder sozio-demographischer Kontrollvariablen die Wahrscheinlichkeit, in einem Wahlkreis einen eigenen Kandidaten aufzustellen, für alle Wahlkreise die gleiche. Dies ist offensichtlich eine übermäßig restriktive Annahme, impliziert sie doch, dass für alle Störvariablen kontrolliert wird. Störvariablen sind dabei alle Faktoren, die sowohl die Aufstellung von Wahlkreiskandidaten als auch die potentiellen Wahlergebnisse beeinflussen. Die Regressionsdiskontinuitätsanalyse (RD-Analyse) erlaubt es uns, den kausalen Effekt des Amtsinhaberstatus zu ermitteln, ohne auf eine derartig starke Annahme angewiesen zu sein. Die RD-Analyse macht sich dabei die quasirandomisierte Zuweisung des Amtsinhaberstatus zu nutze, die immer dann auftritt, wenn ein Wahlkreis knapp gewonnen oder verloren wurde. Geht man davon aus, dass Parteien ihren Stimmenanteil nie exakt vorhersagen können, sollten äußerst knapp gewonnene Wahlkreise hinsichtlich der Verteilung beobachtbarer und unbeobachtbarer Störvariablen denen gleichen, die von derselben Partei äußerst knapp verloren wurden. Wie später noch gezeigt wird, liegt damit ein natürlich auftretendes Kontrafaktum vor, welches unter vergleichsweise schwachen Annahmen die Schätzung kausaler Effekte ermöglicht. Die bisherigen Forschungsergebnisse im Bereich der Kontaminationsforschung werden durch ein weiteres, nicht minder beachtenswertes methodisches Problem in Frage gestellt. Die Schätzung von durch die Gegenwart von Wahlkreisbewerbern verursachten Kontaminationseffekten ist nämlich nur dann möglich, wenn Parteien nicht in allen Wahlkreisen mit einem eigenen Kandidaten vertreten sind. In den meisten Fällen ist diese Voraussetzung jedoch nicht gegeben, da Parteien so gut wie immer einen eigenen Wahlkreisbewerber aufstellen. Diese Tatsache wird in der Literatur als Beleg dafür angesehen, dass Parteien sich der Existenz von Kontaminationseffekten bewusst sind und diese als strategisch handelnde Akteure gezielt zu nutzen wissen (Cox und Schoppa 2002). Ohne Varianz der unabhängigen Variable ist eine Schätzung des kausalen Effektes jedoch unmöglich.3 Für unsere Arbeit besteht dieses Problem nicht, da

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Cox und Schoppa (2002) präsentieren deshalb nur für Wahlen in Japan empirische Schätzungen und Ferrara et al. (2005) beschränken ihre Ausführungen zu Deutschland auf die Bundestagswahl 1953. Angemerkt wird dabei lediglich, dass in späteren Bundestagswahlen sogar kleine Parteien wie die FDP oder die Grünen fast in jedem Wahlkreis mit einem eigenen Kandidaten vertreten waren. Dies ist nicht verwunderlich, zumal der Anreiz gerade für kleine Parteien, einen eigenen Wahlkreisbewerber aufzustellen, mit der Wahlrechtsreform von 1956 erheblich verstärkt wurde. War es nämlich vormals noch ausreichend gewesen, ein Direktmandat zu erringen, um im Bundestag vertreten zu sein, wurde diese Zahl nun auf drei heraufgesetzt. Der

unsere zentrale Treatment-Variable, der Amtsinhaberstatus einer Partei, sowohl über Wahlkreise als auch über die Zeit hinweg variiert. Warum aber sollte sich der Amtsinhaberstatus einer Partei, also die Tatsache, dass ihr Kandidat den Wahlkreis in der letzten Wahl gewinnen konnte, positiv auf ihren Zweitstimmenanteil auswirken? Zur Beantwortung dieser Frage verknüpfen wir die fast schon klassische Literatur zu den Vorteilen von Amtsinhabern, die auf Untersuchungen des Verhaltens von Wahlkreisabgeordneten aufbaut, mit den neueren Arbeiten zu Kontaminationseffekten in kombinierten Wahlsystemen. In der Forschung zum Amtsinhaberbonus (incumbency advantage) konnte nachgewiesen werden, dass erneut kandidierende Wahlkreisabgeordnete einen erheblichen Vorteil genießen. Für die Vereinigten Staaten hat die Literatur einige spezifische Ursachen des Amtsinhaberbonus in Kongresswahlen ausmachen können. Hierzu gehören beispielsweise die strategische Entscheidung von Wahlkreisabgeordneten, sich nicht zur Wiederwahl zu stellen, wenn der Erfolg unsicher ist oder das Kalkül neuer Kandidaten, den bisherigen Abgeordneten nur dann herauszufordern, wenn er politisch bereits angeschlagen erscheint. Der vermutlich auf ihre starke Medienpräsenz zurückzuführende hohe Bekanntheitsgrad amerikanischer Kongressabgeordneter wird ebenfalls als Erklärung angeführt. Auch die Fähigkeit eines Wahlkreisabgeordneten, sich erfolgreich um öffentliche Gelder für den eigenen Wahlkreis zu bemühen (pork barrel projects) sowie die Bürger im Umgang mit der Verwaltung zu unterstützen, wird als Quelle des incumbency advantage betrachtet. Diese Leistungen – so die Theorie – honorieren die Wähler mit ihren Stimmen.4 Während die deutsche Politikwissenschaft den Parteien erhebliches Forschungsinteresse entgegengebracht hat, wurde Kandidaten und Abgeordneten vergleichsweise wenig Aufmerksamkeit geschenkt. Insbesondere das Verhalten von direkt in den Bundestag gewählten Abgeordneten in ihren Wahlkreisen ist bislang wenig erforscht. Selbst die andauernde Diskussion um eine zunehmende Personalisierung der Politik (Brettschneider 2002; Pappi und Shikano 2001) bezieht sich vornehmlich auf den Wettlauf der Spitzenkandidaten um das Amt des Bundeskanzlers, kaum jedoch auf einzelne Abgeordnete. Dies erscheint umso überraschender angesichts der Tatsache, dass die personalisierte Verhält-

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Gesetzgeber hat damit den Weg ins Parlament über den Gewinn von Direktmandaten für kleine Parteien so gut wie aussichtslos werden lassen (vergleiche Nohlen 2004: 306). Siehe Cox (2002); Ansolabehere, Snyder, und Stewart (2000); Ansolabehere und Steward (2004); Levitt und Wolfram (1997); King und Gelman (1990) sowie die dort diskutierte klassische Literatur.

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niswahl bewusst eingeführt wurde, um die persönliche Verbindung zwischen Bürgern und Wahlkreisabgeordneten und damit die Repräsentation lokaler Anliegen zu stärken (Nohlen 2004). Die Frage, ob auch deutsche Wahlkreisabgeordnete wie ihre amerikanischen und britischen Kollegen von einem Amtsinhaberbonus hinsichtlich ihres Erststimmenanteils profitieren, ist weitgehend unbeachtet geblieben. Lediglich Bawn (1999) sowie Moser und Scheiner (2005) stellen einen kleinen Amtsinhaberbonus bei Bundestagswahlen fest, stützen sich dabei aber allein auf den Unterschied zwischen Erst- und Zweitstimmen als Maß für kandidatenbezogene Stimmen. Sollten Kontaminationseffekte existieren, was die bisherigen Forschungsergebnissen nahe legen, führt eine solche Messstrategie auf Grund der oben ausgeführten Schwierigkeiten jedoch zu verzerrten Ergebnissen. Auch die Frage, ob Wahlkreiskandidaten einen Einfluss auf den Zweitstimmenanteil ihrer Parteien haben, harrt noch einer Antwort. Der Literatur zu Kontaminationseffekten nach hat schon die bloße Präsenz eines Wahlkreisbewerbers eine positive Wirkung auf den Zweitstimmenanteil seiner Partei (Cox und Schoppa 2002; Herron und Nishikawa 2001; Ferrara et al. 2005). Cox und Schoppa zufolge stellen kleinere Parteien auch in aussichtslosen Wahlkreisen einen eigenen Kandidaten auf, um den Wählern ihr Politikangebot ins Gedächtnis zu rufen und dadurch ihren Zweitstimmenanteil zu erhöhen. Inwieweit dies auch für Deutschland zutrifft, ist bislang unklar. Falls aber die bloße Aufstellung eines eigenen Wahlkreisbewerbers tatsächlich zu einem höheren Zweitstimmenanteil führt, dann sollten Wahlkreisabgeordnete neben dem Vorteil, den sie im Hinblick auf ihren Erststimmenanteil genießen, auch die Fähigkeit besitzen, ihrer Partei eine zusätzliche Anzahl Zweitstimmen zu sichern. Da die bisher festgestellten Kontaminationseffekte aufgrund der Präsenz von Wahlkreisbewerbern bereits nach der vergleichsweise kurzen Wahlkampfzeit auftreten, ist davon auszugehen, dass der Amtsinhaberstatus einer Partei eine mindestens ebenso große Wirkung auf ihren Zweitstimmenanteil hat. Schließlich eröffnet der Sieg im Wahlkreis einem Abgeordneten und seiner Partei vier Jahre lang die Möglichkeit, die Wähler von den eigenen Qualitäten zu überzeugen. Dies ist natürlich ein weitaus längerer Zeitraum als die wenige Monate andauernde Wahlkampfzeit, welche die Literatur bislang als Ursache von Kontaminationseffekten ausgemacht hat. Vor diesem Hintergrund betrachtet sollte der positive Effekt der Parteizugehörigkeit eines Amtsinhabers also noch größer sein als jener, der durch das Aufstellen eines eigenen Wahlkreisbewerbers ausgelöst wird.

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Was sind nun die Kausalmechanismen, die einen positiven Effekt des Amtsinhaberstatus auf den Zweitstimmenanteil erwarten lassen? Umfragen unter Bundestagsabgeordneten weisen nach, dass diese einen beträchtlichen Teil ihrer Zeit in ihren Wahlkreisen verbringen. Die Wahlkreisarbeit umfasst neben den unvermeidlichen Repräsentationsaufgaben (Schützenfeste und 80. Geburtstage) im Wesentlichen zwei Aufgabenkomplexe. Dies ist zum einen die Vertretung der Anliegen des Wahlkreises gegenüber Land und Bund. Im Vordergrund steht dabei die Einflussnahme auf Bundes- und Landesgesetzgebung sowie die Vertretung von Wahlkreisinteressen gegenüber Bundes- und Landesministerien. Der bereits von Zeuner (1970: 118) konstatierte Mangel an Arbeiten, die untersuchen, in welchem Umfang Wahlkreisabgeordnete die Interessen ihres Wahlkreises vertreten können und dies auch tatsächlich tun, scheint bis heute nicht beseitigt worden zu sein. Belegt ist lediglich, dass Bundestagsabgeordnete selbst eine effektive Vertretung der Interessen ihres Wahlkreises als entscheidenden Faktor für die angestrebte Wiederwahl betrachten (Lancaster und Patterson 1990; Patzelt 1993). Solche Aussagen werden durch die Studie von Stratmann und Baur (2002) bestätigt. Diese weist nach, dass durch Direktwahl und nicht über Listenplätze in den Bundestag gelangte Abgeordnete ihre Mitgliedschaften in Parlamentsausschüssen so wählen, dass sie die Interessen ihrer Wahlkreise besser vertreten können. Zum anderen nehmen sich Wahlkreisabgeordnete aber auch der unterschiedlichsten Anliegen einzelner Bürger an. Ein Abgeordneter fasst dies so zusammen: „Also ich würde zunächst einmal sagen: es gibt nichts, was es nicht gibt. Ich habe in all meinen Sprechstunden die unmöglichsten Punkte – von Nachbarstreiten, Problemen häuslicher Art bis zu Fragen der Renten-, der Versetzungs-, der Beförderungswünsche u.ä. – mit auf den Tisch bekommen. Mir ist eigentlich nicht bekannt, dass es irgendwas nicht gegeben hätte. […] An den Politiker, sprich den verantwortlichen Mandatsträger, wendet man sich in der Hoffnung, er kann etwas bewegen – für mich, für das Anliegen. Die Verwaltung ist für viele sehr anonym. Hier hat sich der Parlamentarier weg von der legislativen Funktion hin zur Anlaufstelle für alles entwickelt“ (zitiert nach Patzelt 1993: 367). Für die Bürger ansprechbar zu sein und ihnen mit ihren Anliegen zu helfen, ist also ein weiterer wichtiger Teil der Wahlkreisarbeit. Leider gibt es keine systematischen Untersuchungen, die Auskunft darüber geben, inwieweit Wähler Wahlkreisabgeordnete tatsächlich für guten „Wählerservice“ belohnen. Eine Ausnahme ist die Studie von Klingemann und Wessels (2001), die zu dem Schluss kommt, dass das Wahlverhalten in der Bundestagswahl 1998 stark von

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den Eindrücken geprägt war, die Wähler von der Qualität der Wahlkreisarbeit ihres Wahlkreisabgeordneten hatten. Falls dieser Zusammenhang existiert, stellt sich natürlich die Frage, inwieweit sich die besondere Popularität bestimmter Wahlkreisabgeordneter auf den Stimmenanteil ihrer Parteien im proportionalen Wahlsystemelement niederschlägt. Die Tatsache, dass Parteigremien bei der Kandidatenaufstellung auch auf die Qualität der Wahlkreisarbeit achten, spricht jedenfalls für einen solchen Zusammenhang (Zeuner 1970: 144-146; Patzelt 1993: 366-382). Falls ein guter Wahlkreisabgeordneter auch die Popularität seiner Partei im Wahlkreis erhöht, ist anzunehmen, dass dieser Kontaminationseffekt selbst dann auftritt, wenn der Wahlkreisabgeordnete selbst nicht mehr zur Wiederwahl steht. Aus diesem Grund konzentrieren wir uns hier auf den Amtsbonus der Partei. 3.

Zum Verfahren der Regressionsdiskontinuitätsanalyse

Wir verwenden eine Regressionsdiskontinuitätsanalyse (RD-Analyse), um den kausalen Effekt der Amtsinhaberschaft einer Partei auf zwei abhängige Variablen zu ermitteln: Den in der nächsten Wahl erzielten Stimmenanteil der Partei im proportionalen Element des Wahlsystems (Zweitstimmen) und das Abschneiden des parteieigenen Kandidaten im majoritären Element (Erststimmen). Als quasi-experimenteller Ansatz erlaubt die RD-Analyse kausale Effekte immer dann zu schätzen, wenn die Zuweisung zur Experimentalgruppe unstetig als Funktion einer oder mehrer Hintergrundvariablen erfolgt. Die erste publizierte Anwendung der RD-Analyse ist die klassische Studie von Thistlethwaite und Campbell (1960). Untersucht wird darin die Wirkung von Stipendien auf die berufliche Karriere der Stipendienbewerber. Über die Vergabe der Stipendien wurde auf Basis eines schriftlichen Tests entschieden. Thistlethwaite und Campbell vergleichen eine Gruppe von Studenten, in welcher die Testergebnisse knapp unterhalb der erforderlichen Punktezahl lagen (Kontrollgruppe) mit einer anderen Gruppe von Studenten, in der die Testergebnisse knapp über der erforderlichen Punktezahl lagen (Experimentalgruppe). In unmittelbarer Nähe des über die Einteilung in eine der beiden Gruppen entscheidenden Schwellenwertes ist die Zuweisung des Treatments, also die Gewährung eines Stipendiums, so gut wie zufällig. Vom Glück im Stich gelassene Studenten, die den Test ganz knapp nicht bestanden, sollten denen, die nur geringfügig über der erforderlichen Punktezahl lagen, gleichen. Der einzige systematische Unterschied zwischen den Individuen in beiden Gruppen besteht

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darin, dass die mit Glück gesegneten Studenten ein Stipendium (das Treatment) erhielten und die anderen nicht. Thistlethwaite und Campbell steht so ein für kausale Inferenz nutzbares Kontrafaktum zur Verfügung. Ein Prozess der Datengenerierung, der die Zuweisung zur Experimentalgruppe allein davon abhängig macht, ob eine Hintergrundvariable einen kritischen Wert überschreitet, tritt in der Realität erstaunlich häufig auf. Seit der wegweisenden Arbeit von Thistlethwaite und Campbell sind RD-Analysen deshalb häufig in so unterschiedlichen Wissenschaftsbereichen wie der Medizin, Ökonomie oder Soziologie zur Anwendung gekommen.5 Neuere Arbeiten aus der Ökonometrie sowie der Programmevaluation belegen außerdem ein steigendes Interesse an der Verwendung dieses Verfahrens.6 Die erste Anwendung der RD-Analyse im Bereich der Wahlforschung ist eine Studie des Ökonomen David Lee (im Erscheinen), die den Amtsinhaberbonus in amerikanischen Kongresswahlen untersucht. Butler und Butler (2005) widmen sich unter Verwendung der RD-Analyse dem Verhalten von Senatsabgeordneten in den Vereinigten Staaten. Sieht man von diesen beiden Studien einmal ab, so ist festzustellen, dass Politikwissenschaftler das Potential der RD-Analyse als Instrument für kausale Inferenzen in nicht-experimentellen Studien bislang ignoriert haben. Um die Grundidee der RD-Analyse darzustellen, eignet sich in besonderem Maße Rubins Modell der kausalen Inferenz. Rubin (1974; 1978; 1990; Holland 1986; Rosenbaum 2002) konzeptualisiert kausale Inferenz unter Rückgriff auf potentielle Ergebnisse (potential outcomes). Zur Darstellung dieses Ansatzes sind zunächst einige Definitionen nötig. Wir bezeichnen TVSi,j,t als den „wahren“ Stimmenanteil der Partei j im Wahlkreis i in der Wahl zum Zeitpunkt t.7 Dabei gehen wir davon aus, dass Partei j zu den beiden Zeitpunkten t und t – 1 zur Wahl steht.8 Der tatsächlich erreichte Stimmenanteil der Partei j wird durch die Variable OVSi,j,t erfasst. Sie ist das Ergebnis zweier Summanden: 5 6

7 8

Shadish et al. (2002: 208) bieten eine Übersicht neuerer Anwendungen. Siehe auch Trochim (1984) für weitere Beispiele und eine gute Einführung in die RD-Analyse. Als theoretische Arbeiten zur Identifikation und Schätzung von RD-Analysen sind zu nennen: Hahn, Todd, und van der Klaauw (2001); Porter (2002); Battistin und Rettore (2002; 2003); Lee und Card (2004); Lee (im Erscheinen). Aktuelle empirische Anwendungen sind unter anderem Angrist und Lavy (1999); Black (1999); Berk und de Leeuw (1999); Lee et al. (2004); DiNardo und Lee (2004); Martorell (2004); Matsudaira (2004). Um die Notation zu vereinfachen, wird an dieser Stelle auf die Unterscheidung zwischen Erstund Zweitstimmen verzichtet. Die Formeln für beide abhängigen Variablen sind identisch. Es handelt sich dabei um eine harmlose Annahme, da SPD wie auch CDU/CSU bei Bundestagswahlen in allen Wahlkreisen antreten.

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OVS i , j ,t = TVS i , j ,t + η i , j ,t

(1)

TVSi,j,t ist eine systematische Komponente. Sie ist eine Funktion der Eigenschaften und Handlungen einer Partei (zum Beispiel ihr Wahlprogramm oder die unternommenen Wahlkampfanstrengungen) bzw. ihrer Vertreter (zum Beispiel die fachliche Kompetenz und Persönlichkeit des Wahlkreisbewerbers). ηi,j,t hingegen ist eine exogene Zufallsvariable (wie beispielsweise das Wetter am Wahltag) mit einem Mittelwert von 0 und stetiger Dichte. Auf letzteres gehen wir weiter unten näher ein. Wir definieren die Wirkung des Amtsinhaberstatus einer Partei als kausalen Effekt der Amtsinhaberschaft in einem Wahlkreis auf den Erst- bzw. Zweitstimmenanteil in der nächsten Wahl. Di,j,t ist ein binärer Indikator für den Treatment-Status, der den Wert 1 annimmt, wenn Partei j der Amtsinhaber in einem Wahlkreis ist und 0, wenn dies nicht der Fall ist. Im Mehrheitswahlrecht ist der Treatment-Status (also die Zugehörigkeit zur Experimental- bzw. Kontrollgruppe) allein davon abhängig, ob bei der Wahl zum Zeitpunkt t – 1 der Stimmenanteil eines Wahlkreisbewerbers im Wahlkreis i größer war als der seines stärksten Gegners. Um den Abstand der Erststimmen (MV) zu berechnen, ordnen wir für jeden Wahlkreis die Parteien entsprechend des von ihrem Kandidaten bei der Wahl t – 1 erzielten Erststimmenanteils. Sei W die Partei, deren Kandidat die meisten Stimmen gewonnen hat und W – 1 die Partei, deren Kandidat den zweitgrößten Stimmenanteil vorweisen kann. Dann ergibt sich der Erststimmenabstand der siegreichen Partei bezogen auf den der zweitplatzierten als MVi , j ,t −1 = OVSi , j ,t −1 − OVSi ,W −1,t −1 .

(2)

Für jede andere Partei ist der Stimmenabstand zur siegreichen Partei MVi , j ,t −1 = OVS i , j ,t −1 − OVS i ,W ,t −1 .

(3)

Der so berechnete Stimmenabstand ist positiv für eine Partei, wenn deren Kandidat den Wahlkreis für sich gewinnen konnte und negativ, wenn er gescheitert ist. Der Schwellenwert, den es für den Sieg nach Erststimmen zu überschreiten gilt, genannt MV , ist damit 0. Definiert man den Stimmenabstand MV wie in Gleichung 2 geschehen, wird schnell einsichtig, wie der kausale Effekt der Amtsinhaberschaft einer Partei in einer RD-Analyse berechnet werden kann.

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Die Zuweisung zum Treatment hängt ja allein davon ab, ob der Stimmenabstand einer Partei in der vorhergehenden Wahl (MVt–1) den kritischen Wert 0 überschritten hat. Somit ist Dt = 1 [MVt–1 ≥ 0 ], wobei 1[ ] eine Indikatorfunktion darstellt, die den Wert 1 annimmt, wenn die innerhalb der eckigen Klammern formulierte Bedingung wahr ist und 0 gleicht, wenn dies nicht der Fall ist.9 Nun werden noch die Variablen Y1,i,j und Y0,i,j benötigt. Y1,i,j bezeichnet das potentielle Wahlergebnis der Partei j im Wahlkreis i, wenn sie dem Treatment (Amtsinhaberstatus) ausgesetzt war und somit der Experimentalgruppe angehört. Y0,i,j steht für das potentielle Wahlergebnis der Partei j im Wahlkreis i, wenn sie dem Treatment nicht ausgesetzt war und sich deshalb in der Kontrollgruppe befindet. Die beiden abhängigen Variablen sind der Erst- und Zweitstimmenanteil einer Partei in der folgenden Bundestagswahl. Leider ist es nie möglich, für eine Einheit i beide potentiellen Ergebnisse Y1,i,j und Y0,i,j zu beobachten. Beobachtbar ist nur das realisierte Ergebnis Yi,j = Di,j × Y1,i,j + (1–Di,j) × Y0,i,j . Mit anderen Worten: Ist eine Partei Amtsinhaber in einem Wahlkreis, dann ist es unmöglich, ihren Anteil an Erst- und Zweitstimmen bei der nächsten Wahl zu beobachten, den sie erzielt hätte, wenn sie nicht der Amtsinhaber gewesen wäre (und umgekehrt). Daraus folgt, dass kausale Effekte niemals für eine einzelne Einheit geschätzt werden können. Paul W. Holland (1986) sieht in dieser Nicht-Beobachtbarkeit des Kontrafaktums das fundamentale Problem jeder Kausalanalyse. Allerdings ist es unter bestimmten Voraussetzungen möglich, den durchschnittlichen Treatment-Effekt (average treatment effect) ATE = E[Y1 – Y0] oder den durchschnittlichen Treatment-Effekt für die der Experimentalgruppe zugeordneten Einheiten (average treatment effect for the treated) ATT = E[Y1 – Y0 | D = 1] zu ermitteln. Die Stärke der RD-Analyse beruht auf der genauen Kenntnis des Mechanismus, der über die Zuweisung zur Experimental- und Kontrollgruppe entscheidet (assignment mechanism). Schon unter sehr schwachen Annahmen kann so der ATE an jenem Schwellenwert bestimmt werden, der über die Zuweisung des Treatments entscheidet. Ergebnissen eines solchen Quasi-Experiments kann fast so viel Vertrauen entgegengebracht werden wie kausalen Schlüssen, die auf einem echten randomisierten Experiment basieren. Ist die Dichtefunktion der Zuweisungsvariable (in unserem Fall MVt–1) innerhalb der Trägermenge ebenso wie E[Y0] in unmittelbarer Umgebung des Schwellenwertes, der über die Zuwei-

9

In den verwendeten Daten gibt es keine Patt-Situation, der kritische Wert von 0 für MV wird also nie exakt erreicht, sondern immer unter- oder überschritten.

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sung des Treatments entscheidet, stetig, wird der ATE am Schwellenwert identifiziert:10 ATE = E[Y1 − Y0 | MVt −1 = MVt −1 ]

(4)

= E[Y1 | MVt −1 = MVt −1 ] − lim E[Y0 | MVt −1 = MVt −1 − ε ]

(5)

= E[Y | MVt −1 = MVt −1 ] − lim E[Y | MVt −1 = MVt −1 − ε ]

(6)

ε →0

ε →0

Die Annahme für die Identifikation des ATE lautet, dass E[Y0 | MVt–1] an der Stelle MV stetig ist, also keine Sprungstelle vorliegt.11 Mittels dieser Annahme kann jede Unstetigkeit in unmittelbarer Umgebung des kritischen Wertes auf die Wirkung des Treatments zurückgeführt werden. Die Annahme impliziert weiterhin, dass bei ausreichend kleinem ε die Wahlkreise mit marginaler Überschreitung des Schwellenwerts ein valides Kontrafaktum für diejenigen Wahlkreise darstellen, in denen der Schwellenwert nur knapp unterschritten wurde. Allerdings ist der so ermittelte ATE rein lokaler Natur, da die Identifikation des kausalen Effekts ja ausschließlich anhand der Wahlkreise geschieht, in denen der Wahlausgang knapp war. Diese Stichprobe ist nicht unbedingt repräsentativ für die Grundgesamtheit aller Wahlkreise. Warum sollte Gleichung 6 eine unverzerrte Schätzung des ATE ermöglichen, wo doch die Zuweisung zur Experimental- bzw. Kontrollgruppe im allgemeinen nicht zufällig erfolgt? Möglich wird dies durch die zumindest lokal randomisierte Zuweisung des Treatments in unmittelbarer Nähe des Schwellenwertes MVi , j ,t −1 . Wie in Gleichungen 1 bis 3 dargestellt, ist der Stimmenabstand t −1

MVt–1, also jene Hintergrundvariable, die über die Zuweisung zur Experimentaloder Kontrollgruppe entscheidet, eine Funktion des beobachteten Stimmenan10 Beweise hierfür bei Rubin (1977); Hahn et al. (2001); Lee (im Erscheinen). 11 Als weitere Voraussetzung für kausale Inferenz gehen wir davon aus, dass die SUTVABedingung erfüllt ist. SUTVA steht für „stable unit treatment value assumption“ (Rubin 1978) und besagt, dass das Ergebnis für jede beliebige Einheit einzig von ihrer Zuweisung zur Experimental- oder Kontrollgruppe, nicht aber vom Treatment-Status anderer Einheiten abhängt. Die Tatsache, dass eine Partei der Amtsinhaber in einem Wahlkreis ist, darf also keinen Einfluss auf die potentiellen Ergebnisse dieser Partei in anderen Wahlkreisen haben. Diese Annahme ist nicht direkt überprüfbar. Sollte sie jedoch verletzt sein, werden kausale Schlüsse ungemein erschwert oder gar völlig unmöglich (Sobel 2003). Mit wenigen Ausnahmen setzen alle kausalen Inferenzen, inklusive derjenigen, die in der Forschung zu Kontaminationseffekten bislang vorgenommen wurden, diese Annahme voraus, wenngleich sie oft nicht explizit artikuliert wird.

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teils OVSi,j,t. Dieser wiederum setzt sich aus einer systematischen Komponente (TVSi,j,t), die von den Parteien beeinflusst werden kann, und einem vom Handeln der Parteien unabhängigen Zufallsterm (ηi,j,t) zusammen. Solange aber die Hintergrundvariable, die über die Zuweisung zur Experimental- oder Kontrollgruppe entscheidet, eine solche Zufallskomponente mit stetiger Dichte beinhaltet, ist die Zuweisung des Treatments am Schwellenwert effektiv randomisiert. Wenn die oben genannten Annahmen zutreffen, so sind in unmittelbarer Umgebung des Schwellenwertes alle beobachteten und unbeobachteten Störvariablen orthogonal zur Zuweisung des Treatments, wobei diese konditionale Unabhängigkeit formal ausgedrückt werden kann als: Y1ij , Y0ij ⊥ Di , j ,t MVi , j ,t −1 = MV i , j ,t −1 . Der kausale Effekt des Treatments kann somit wie in einem klassischen Zufallsexperiment unverzerrt geschätzt werden. Die Einbeziehung von (der Zuweisung des Treatments zeitlich vorausgehenden) Störvariablen sollte die Schätzung des kausalen Effekts substantiell kaum beeinflussen und sich lediglich in einer höheren Präzision der Schätzung niederschlagen. Die für eine unverzerrte Schätzung erforderliche konditionale Unabhängigkeitsbedingung ist im Falle beobachtbarer Störvariablen mit so genannten Balance-Tests überprüfbar, wie man sie von Zufallsexperimenten und MatchingVerfahren her kennt. Ist die lokale Randomisierung tatsächlich erfolgreich, dann sollte die Verteilung der Störvariablen in der Experimental- und Kontrollgruppe in der unmittelbaren Umgebung des Schwellenwertes gleich sein. Wie bereits deutlich wurde, ist die Annahme lokaler Randomisierung in unmittelbarer Nähe zum Schwellenwert unverzichtbar für die Ermittlung des kausalen Effekts der Amtsinhaberschaft einer Partei auf ihren Erst- und Zweitstimmenanteil. Deshalb gilt es nach den Bedingungen zu fragen, unter denen diese zentrale Annahme nicht haltbar wäre. Lokale Randomisierung hängt entscheidend von der Existenz der oben angesprochenen Zufallskomponente (ηi,j,t) ab. Diese Annahme impliziert jedoch nicht, dass in jedem Wahlkreis die Wahl von der Zufallskomponente entschieden werden muss – dies ist sicher meistens nicht der Fall. Maßgeblich ist nur, dass mit knapper werdendem Wahlausgang, also zunehmender Annäherung an den Schwellenwert, die Zuweisung des Treatments nicht mehr länger systematisch von verunreinigenden Störvariablen beeinflusst wird. In der Grenzbetrachtung sollte die Treatment-Zuweisung deshalb am kritischen Wert unabhängig von allen beobachtbaren wie auch unbeobachtbaren Störvariablen sein. Die Plausibilität dieser Annahme hängt davon ab, inwieweit Parteien sich in unmittelbarer Umgebung des kritischen Wertes gezielt positionieren können. Hätten Parteien beispielsweise vollständige Kontrolle über ihren beobachtbaren Stimmenanteil oder könnten sie diesen ohne Fehler

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vorhersagen, würden alle Parteien bis auf eine ihre Niederlage antizipieren und erst gar nicht antreten. Eine andere Möglichkeit wäre, dass Parteien lediglich genügend zusätzliche Anstrengungen unternähmen, um in einem Wahlkreis eine Stimme mehr als ihr stärkster Gegner zu erhalten. Ein solches Verhalten würde die Identifikationsannahme verletzen, da E[Y0] in unmittelbarer Umgebung des kritischen Wertes nicht mehr stetig wäre. Betrachtet man jedoch die Wählerverhalten innewohnende Zufälligkeit, erscheinen solche Szenarien nicht plausibel (Matsusaka und Palda 1999). Das Ausmaß von nicht steuerbaren, unsystematischen Zufallseinflüssen zeigt sich schon daran, dass das Wetter am Wahltag einen Einfluss auf die Wahlbeteiligung und das Wahlergebnis hat (Knack 1994). Schließlich gilt es vor der empirischen Überprüfung noch eine mögliche Einschränkung unserer Analyse aufzuzeigen. Der hier ermittelte ATE entspricht der Wirkung, welche die Amtsinhaberschaft einer Partei auf den Zweitstimmenanteil hat, wenn der Wahlausgang knapp ist. Solche Wahlkreise sind vermutlich nicht repräsentativ für die Grundgesamtheit aller Wahlkreise. Es gibt keinen Grund, davon auszugehen, dass sich Wahlkreise mit knappen und nicht knappen Wahlausgängen vollkommen gleichen. Sofern also keine zusätzlichen, mehr oder weniger willkürlichen Homogenitätsannahmen getroffen werden, beziehen sich die hier vorgestellten Schätzungen nur auf knappe Wahlkreise. Knappe Wahlausgänge in den einzelnen Wahlkreisen treten jedoch erstaunlich häufig auf: Im Durchschnitt werden bei einer Bundestagswahl 20 Prozent aller Wahlkreise mit einem Vorsprung von weniger als 5 Prozentpunkten gewonnen. Letzten Endes ist die Begrenzung unserer Aussagen auf knappe Wahlkreise aber als das Resultat eines klassischen methodischen Zielkonfliktes zu begreifen. Auf der einen Seite erlaubt die RD-Analyse die Schätzung unverzerrter Kausaleffekte für die Amtsinhaberschaft einer Partei, aber eben nur für Wahlkreise mit knappem Wahlausgang. Auf der anderen Seite wäre es wünschenswert, kausale Effekte für die Grundgesamtheit aller Wahlkreise zu schätzen. Hierfür wären jedoch zusätzlich starke Annahmen über jene Mechanismen erforderlich, die über die Zuweisung des Treatments entscheiden. So müsste man beispielsweise annehmen, dass der Amtsinhaberstatus in allen Wahlkreisen (nachdem für eine oder mehrere Störvariablen kontrolliert wurde) nach dem Zufallsprinzip verliehen wird. Zudem müssten Parteien diejenigen Wahlkreise, in denen sie mit einem eigenen Kandidaten antreten, rein zufällig auswählen. Falls diese Annahmen zuträfen, könnte die Zuweisung des Treatments ignoriert werden (ignorable treatment assignment) und somit der kausale Effekt der Amtsinhaberschaft für alle Wahlkreise unverzerrt geschätzt werden. Unserer Meinung nach entbehren solche Annahmen jeglicher empirischer Grundlage.

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Deshalb entscheiden wir uns an dieser Stelle mit der RD-Analyse zu Gunsten der internen Validität (Shadish et al. 2002). 4.

Empirische Schätzung

Das entwickelte Modell legt den folgenden Datengenerierungsprozess für die beobachteten Stimmenanteile nahe: Yi , j ,t = f ( Z i , j ,t −1 ,θ ) + h( MVi , j ,t −1 , δ ) + Di , j β + ε i , j

(7)

Funktion f gibt an, wie eine Matrix wahlkreisspezifischer Kovariaten Zi,j,t-1 (zum Beispiel Kandidatenpersönlichkeit, Wahlkampfanstrengungen) den Stimmenanteil mit dem Koeffizientenvektor θ beeinflusst. h ist eine Funktion, die den Stimmenabstand bei der vorherigen Wahl in jedem Wahlkreis mit dem Stimmenanteil in der nächsten Wahl in Verbindung bringt. D ist der TreatmentIndikator und β somit der Parameter, welcher den kausalen Effekt der Amtsinhaberschaft einer Partei misst. Auf den ersten Blick erscheint Gleichung 7 als konventionelles Regressionsmodell, wie es in der Kontaminationsforschung bislang Verwendung gefunden hat. Die Interpretation früherer Ergebnisse ist jedoch problematisch, da ein Z existieren könnte, das nicht beobachtbar ist und für das in einer StandardRegressionsanalyse folglich auch nicht kontrolliert werden kann. Da Z sehr wahrscheinlich mit MV korreliert, sind die unter diesen Bedingungen ermittelten Schätzungen verzerrt. Im Gegensatz dazu stellt die Präsenz von solchen unbeobachteten Störvariablen für die RD-Analyse kein Problem dar. Treffen die oben beschriebenen Annahmen zu, dann wird die lokal randomisierte TreatmentZuweisung dafür sorgen, dass die Schätzung für β in unmittelbarer Umgebung des kritischen Wertes MVi , j ,t −1 = MVi , j ,t −1 = 0 unverzerrt ist. Da über die Zuweisung des Treatments in der Nähe des Schwellenwertes zufällig entschieden wird, ist keine Kontrolle für Störvariablen nötig. Genau wie in einem echten Zufallsexperiment sollte der Einschluss zusätzlicher Störvariablen die Schätzung des kausalen Effektes nicht stark beeinflussen, sondern lediglich die Präzision der Schätzung erhöhen. In RD-Analysen ist die Wahl der richtigen funktionalen Form für h von zentraler Bedeutung. Das Ziel besteht darin, D nur den potentiellen Sprung der bedingten Erwartung E[Y | MVi,j,t-1] in unmittelbarer Nähe des Schwellenwertes erfassen zu lassen. Die gängige Lösung (Lee (im Erscheinen); Butler und Butler

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2005) besteht in der Wahl einer möglichst flexiblen funktionalen Form für E[Y | MVi,j,t-1], indem von MVi,j,t-1 ein Polynom vierten Grades sowie alle Interaktionsterme mit dem Treatment-Indikator aufgenommen werden.12 Wir folgen dieser Strategie und verwenden ebenfalls ein multiplikatives Polynom vierten Grades, wobei sich unsere Ergebnisse nicht verändern, wenn stattdessen ein Polynom dritten oder fünften Grades verwendet wird.13 Um die Wahrscheinlichkeit einer Fehlspezifikation weiter zu verringern, wird zudem ein MMSchätzer verwendet. Damit vermeiden wir die allgemein bekannte Anfälligkeit des KQ-Schätzers für Ausreißer (Yohai 1987, Yohai et al. 1991). Der MMSchätzer bietet den Vorteil hoher Robustheit bei hoher Effizienz.14 Die stabile, asymptotische Formel von Croux (2003) liefert zudem robuste, also gegen Heteroskedastie und serielle Korrelation widerstandsfähige Standardfehler. Unsere Daten stammen von Caramani (2000). War ursprünglich noch beabsichtigt, alle deutschen Bundestagswahlen zu analysieren, musste diese Absicht auf Grund mehrerer Neueinteilungen der Wahlkreise aufgegeben werden. Deshalb sind die Bundestagswahlen 1957, 1976, 1980 und 2002 von der Untersuchung ausgeschlossen. Letztlich verbleiben neun Bundestagswahlen mit 248 15 Wahlkreisen vor und 328 nach der Wiedervereinigung. In nahezu allen Wahl12 Geschätzt wird also die folgende Gleichung: Y = δ0 + δ1MV + δ2MV 2 + δ3MV 3 + δ4MV 4 + βD + δ5(D × MV) + δ6(D × MV 2) + δ7(D × MV 3) + δ8(D × MV 4). Der Koeffizient für D identifiziert den ATE, da der kritische Wert der Zuweisungsvariablen MV bei Null liegt. 13 Diese Ergebnisse sind auf Anfrage erhältlich. 14 Unsere Implementierung des MM-Schätzers erfolgt nach der dreistufigen Methode von Yohai (1987). Zunächst wird mit Hilfe eines S-Schätzers eine vorläufige, hochrobuste Schätzung entsprechend Rousseeuw und Yohai (1984) ermittelt. Im zweiten Schritt wird eine M-Schätzung der Fehlerskala mittels der Residuen der ersten Schätzung vorgenommen. Schließlich können mit einem M-Schätzer die Regressionskoeffizienten mittels der Methode iterativer, umgewichteter kleinster quadrierter Abweichungen (iteratively reweighted least squares (IRLS)) berechnet werden. Der so implementierte MM-Schätzer ist hochrobust und in der Lage, die korrekten Parameter selbst dann zu identifizieren, wenn der Datensatz bis zur Hälfte verunreinigt ist. Dies steht im starken Gegensatz zur Anfälligkeit des KQ-Schätzers für Ausreißer, bei dem die Verschiebung eines einzigen Datenpunktes ausreicht, um die Hyperebene in jede beliebige Richtung zu drehen. 15 Da jede Neueinteilung der Bundestagswahlkreise die Ergebnisse von zwei Bundestagswahlen für unsere Analyse unbrauchbar macht (da wir auch die Stimmenanteile der vorhergehenden Bundestagswahl benötigen), beinhaltet unser Datensatz die Bundestagswahlen der Jahre 1961, 1969, 1972, 1983, 1987, 1990, 1994, und 1998. In der Wahlforschung wird regelmäßig auf die Unterschiede im Wahlverhalten zwischen Ost- und Westdeutschland hingewiesen (Jeffery und Hough 2003; Hough und Jeffery 2001; Falter et al. 2000; siehe jedoch Kern und Hainmüller

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kreisen sind SPD und CDU/CSU die beiden stärksten Parteien. Vor diesem Hintergrund konzentrieren wir uns im Folgenden auf die Wirkung der Amtsin16 haberschaft dieser beiden Parteien auf ihren Erst- und Zweitstimmenanteil. Zunächst wurden die Stimmenabstände für SPD und CDU/CSU entsprechend den Gleichungen 2 und 3 berechnet. Die Wirkung des Amtsinhaberstatus einer Partei wurde sodann durch die in Gleichung 7 dargestellte Spezifikation geschätzt. Der kausale Effekt des Amtsinhaberstatus ist dabei der Sprung des konditionalen Erwartungswertes Y auf Höhe des Schwellenwerts MV . Es werden somit für jede der beiden Parteien knapp gewonnene Wahlkreise mit knapp verlorenen Wahlkreisen kontrastiert.

5.

Ergebnisse

Wie aus der oberen Hälfte von Tabelle 1 ersichtlich, wirkt sich der Amtsinhaberstatus sowohl für die SPD als auch für die CDU/CSU positiv auf den Erststimmenanteil aus. Hinsichtlich Größe und Signifikanz sind die Effekte für SPD und CDU/CSU sehr ähnlich. Im Durchschnitt erhöht der Amtsinhaberstatus einer Partei den Erststimmenanteil ihres Kandidaten um etwa 1,5 Prozentpunkte. Die entsprechenden Koeffizienten sind mindestens auf dem 10%-Niveau signifikant. Diese Ergebnisse sind mit den Befunden vorheriger Studien vergleichbar (Bawn 1999; Moser und Scheiner 2005).17

2006). Unsere Ergebnisse ändern sich nicht, wenn die Wahlkreise in den neuen Bundesländern in die Analyse aufgenommen werden. Die Resultate sind auf Anfrage erhältlich. 16 Auch kleine Parteien wie Grüne und FDP treten in nahezu jedem Wahlkreis an. Schließt man die wenigen Wahlkreise aus, in denen dies nicht der Fall ist, ändern sich unsere Ergebnisse nicht. 17 Wenngleich zu betonen ist, dass vorherige Arbeiten lediglich den Vorteil von sich erneut zur Wahl stellenden Wahlkreisabgeordneten ermittelt haben. Wir hingegen fragen, inwieweit sich die Amtsinhaberschaft einer Partei, das heißt die Tatsache, dass ihr Kandidat bei der vergangenen Wahl den größten Stimmenanteil im Wahlkreis erringen konnte, auf ihren Stimmenanteil in der nächsten Wahl auswirkt. Ob der amtierende Wahlkreisabgeordnete selbst wieder zur Wahl steht oder nicht, bleibt dabei unbeachtet.

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Tabelle 1: Der kausale Effekt des Amtsinhaberstatus einer Partei auf den Erstund Zweitstimmenanteil Effekt auf Erststimmenanteil Amtsinhaber SPD CDU

44,598 (0,440) 41,718 (0,527)

NichtAmtsinhaber 46,197 (0,637) 43,091 (0,481)

ATE 1,6 (0,775) 1,373 (0,714)

Untere Schranke 90%-KI 0,325 0,199

Obere Schranke 90%-KI 2,874 2,548

Effekt auf Zweitstimmenanteil Amtsinhaber SPD CDU

41,885 (0,488) 38,998 (0,590)

NichtAmtsinhaber 43,376 (0,646) 40,055 (0,510)

Untere Schranke 90%-KI 1,491 0,160 (0,809) 1,057 -0,225 (0,779) ATE

Obere Schranke 90%-KI 2,823 2,339

MM-Schätzungen mit robusten Standardfehlern in Klammern. Alle Schätzungen basieren auf einem multiplikativen Polynom vierten Grades gebildet aus der Zuweisungsvariable und dem Treatment-Indikator links und rechts des Schwellenwertes. Gezeigt wird nur der average treatment effect (ATE). Jede Zeile stellt eine separate Schätzung dar. KI = Konfidenzintervall. N = 1972.

Die untere Hälfte von Tabelle 1 zeigt die Schätzungen für den Effekt des Amtsinhaberstatus auf den Zweitstimmenanteil. Hier wird deutlich, dass sich die Amtsinhaberschaft des Kandidaten einer Partei positiv auf den Zweitstimmenanteil auswirkt, wobei der Effekt bei 1,5 Prozentpunkten für die SPD und knapp über einem Prozentpunkt für die CDU liegt.18 Die Schätzung für die SPD ist auf dem 10%-Niveau signifikant, für die CDU/CSU werden konventionelle Signifikanzniveaus knapp verfehlt.19 18 Die Konfidenzintervalle der beiden Schätzungen überschneiden sich weitgehend, deshalb ist der Unterschied zwischen den Punktschätzungen für die beiden Parteien mit Vorsicht zu interpretieren. 19 Hier wird die geringe Teststärke als ein Nachteil der RD-Analyse deutlich, das heißt die starke Neigung, die Alternativhypothese fälschlicherweise abzulehnen (Typ II-Fehler). Wie jedoch noch gezeigt werden wird, können diese Schätzungen durch die Hinzunahme von möglichen Störvariablen präzisiert werden.

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Inwieweit lässt sich der durch die Parteizugehörigkeit des Amtsinhabers verursachte Kontaminationseffekt mit den Ergebnissen früherer Arbeiten zur Kontamination in kombinierten Wahlsystemen vergleichen? Wie oben bereits dargestellt, haben sich bisherige Arbeiten vornehmlich auf den Kontaminationseffekt konzentriert, der von der bloßen Aufstellung eines Wahlkreisbewerbers ausgeht. Ferrara et al. (2005: 44) berichten von solchen Kontaminationseffekten im Fall mehrerer kleiner (ungenannter) Parteien bei der Bundestagswahl 1953, präsentieren aber keine Punktschätzungen. Cox und Schoppa (2002) können nicht ermitteln, wie sich die Aufstellung eines eigenen Wahlkreiskandidaten in Bundestagswahlen auswirkt, da ihre unabhängige Variable keine Varianz aufweist. Ferrara et al. (2005) können zumindest feststellen, dass in Russland, Japan und einigen anderen Ländern das Aufstellen eines eigenen Wahlkreiskandidaten eine positive Wirkung auf den Stimmenanteil der Parteien hat. Ihre Punktschätzungen schwanken in Abhängigkeit von der betrachteten Partei zwischen 0 und 5 Prozentpunkten. Für japanische Parteien ermitteln Herron und Nishkawa (2002) eine noch stärkere Kontaminationswirkung. Im Vergleich dazu sind unsere Schätzungen der durch den Amtsinhaberstatus verursachten Kontamination von geringerer Größe. Es ist natürlich durchaus möglich, dass der Amtsinhaberstatus einer Partei eine weniger bedeutende Ursache von Kontamination ist als die Gegenwart eines eigenen Wahlkreisbewerbers. Obgleich diese Frage hier nicht abschließend beantwortet werden kann, halten wir es aber durchaus für möglich, dass frühere Befunde durch Selbstauswahl verzerrt wurden. Wenn Parteien bei der Kandidatenaufstellung tatsächlich strategisch agieren und Kandidaten vor allem in denjenigen Wahlkreisen aufstellen, in denen sie sich ein besseres Wahlergebnis erhoffen, wären frühere Schätzungen nach oben hin verzerrt. Abschließend stellt Abbildung 1 unsere Ergebnisse für den kausalen Effekt der Amtsinhaberschaft auf den Erst- und Zweitstimmenanteil graphisch dar. Die Ordinate zeigt den Stimmenanteil einer Partei im Wahlkreis zum Zeitpunkt t. Auf der Abszisse ist der Stimmenabstand im selben Wahlkreis zum Zeitpunkt t-1 abgetragen, wobei die gestrichelte, vertikale Linie den Schwellenwert markiert. Alle Beobachtungen für die Experimentalgruppe (Kontrollgruppe) befinden sich rechts (links) des Schwellenwertes. Links und rechts des Schwellenwertes verläuft die geschätzte polynomische Funktion. Jedes Element der Punktewolke steht für einen lokalen Durchschnitt der Ergebnisvariable (Erststimmenbzw. Zweitstimmenanteil), der für 0,05 Prozentpunkte große Intervalle der Abszisse berechnet wurde.

31

Der kausale Effekt des Amtsinhaberstatus einer Partei auf den Erst- und Zweitstimmenanteil

-10

-5

0

5

10

50

15

+ + + + + + ++ + + + + + + + + ++++ + +++ ++ + + +++++ +++ ++++++ + + + + + + + ++++ ++ +++++ ++++++++++++++++ + + + +++++++++ ++ ++ ++ + + + +++ +++ ++++ +++++++++ + + ++ + +++ ++ ++++ ++++ +++ ++ ++ + ++ ++++++++ + + + + +++ + + + + + ++ ++ ++ ++ + +++++ ++ + +++ +++ + + + ++ ++ +++ + +++++ +++ ++++++ + + +++++++++++++++++++++ + ++ +++++ + ++ + + ++ + ++ + + + + + + + + + + + + + + ++ + + + ++ ++++++++++++++ ++++++++++ + +++ + + ++ + + ++ + + +++++++ ++++ + + + + + + + + + +++++ ++ + ++++++++ +++ ++ + + + + + + + + + + + +++++ ++++++ +++++++++++ +++ + ++++++++ + ++ + ++++ ++ +++ + +++++++ ++ +++ ++ + + ++ + ++++ + ++ +++ + +++++ ++ + ++ + ++ + + ++ + ++ ++++ ++ +

**** ********** *********** * ** * * * * * * * * * * ***** ******* ***** ****** ******** ************ * * * * * * * * * * * * ** * * * *** ********** ********** +

-15

-10

-5

0

5

10

15

CDU: Erststimmenabstand (t-1)

SPD: Effekt auf Zweitstimmenanteil

CDU: Effekt auf Zweitstimmenanteil

-15

-10

-5

0

5

10

15

SPD: Erststimmenabstand (t-1)

50 35 40 45

50 40

** ********* *********** ************ * * * * * * * * * * * * * ******** ******* ******** ***************** * * * * * * ** * * * * * * *************

+

30

60

+ + ++ + + + ++ + +++ + +++ ++ + ++ + +++ ++ + +++ + + + + + + + +++++++ ++ ++ +++ ++++ + +++ + ++++ + + + + ++ + ++ ++ ++++++ ++ +++ +++ ++++++ ++++++ + + ++ + ++++ + + + + +++ +++ + + ++ ++ + + ++ ++++ ++++ + ++++ +++++ + + ++ +++ + +++++ +++++++++++++ ++ ++ ++++ + ++ + +++++++ ++ + + +++ + +++ +++ + ++ +++++ ++++++ + +++ ++ +++++ ++++ ++ +++ ++++ +++ + ++++ ++++++ ++ ++ ++ + ++ ++ + + + + +++ + ++ ++ + ++++ +++ +++ +++ ++++ +++++++ + +++++ + + + + + +++++++ +++ ++ ++++++ ++++ ++ ++ ++ ++ +++++++++++ +++++ + +++ + + ++ + +++ ++++ + ++ + + + + + ++ +++ + ++ + ++ ++++ + ++ ++++ ++ +++ + + ++ + ++ ++ ++ + + + + + + + + + + + + + + + + + ++++ ++ + + + +++ +++ + +++ ++ + + + + + ++ +

CDU: Zweitstimmenanteil (t)

SPD: Erststimmenabstand (t-1)

30

SPD: Zweitstimmenanteil (t)

-15

40

55 45

****** ********* ********** * * * ** * * * * * * * * *** ** ************** **** ************** * * * * * * * * * * * **** ************* **********

CDU: Effekt auf Erststimmenanteil CDU: Erststimmenanteil (t)

+ + + + + + + + ++ ++++ +++++ + + + + + +++ +++++ + + + ++++ ++ + + ++ + + + + + + + + + + + + ++ + ++ ++ + ++ ++ + + ++ + +++ ++++ ++ + + ++ ++++++++ ++ + + + + + + + ++ ++ ++ ++++ ++++++ ++ +++++ ++ ++ + + + ++++++++ ++++++++ + +++++++++ ++ ++ + + ++ ++ ++ +++++ ++ ++ ++++++ ++++++ + +++ ++++ ++ ++++++++++ + ++++++ ++ + + + + + + + + + + + + + + + + + + + ++ + ++++ + + + +++ +++ + ++ +++++++ +++++ +++ + + + ++ ++++ +++++ ++ ++ +++ ++ ++ +++ +++ ++++++++ +++++++ +++++ ++++ + ++ ++++ + + + ++++ + ++++++ + ++ + ++++ +++ + + + + +++ +++ +++ + + + + + + + + + +++++++++ + + + + + ++ ++ +++ + + + +++ +++ +++++++++++++++++ ++ +++ + + + + + + +++ ++ +++++++++++++ + +++ + + + + + + + + + + + + +++ + +

35

SPD: Erststimmenanteil (t)

SPD: Effekt auf Erststimmenanteil

30

Abbildung 1:

+

+ ++

+

+

++ +++ + +++ + + + + ++ + + ++ +++++ + ++ ++ ++ ++ + ++ + + +++++++ ++ +++++++++ + + + ++ + ++++ + + + + + + + + +++ + + + +++ +++ ++++++++ ++ + ++ +++++ +++++++ + ++ ++ + + + + +++++ + + +++ + +++ ++ + ++ + ++++++++ + +++ + + + +++ ++ + + ++ + + + ++ ++ ++ + ++ + ++ ++++ +++++++ ++ ++ ++ ++++ + + ++ + + ++ + ++++++++++ +++ +++ + +++ ++ + ++ + +++ + ++ + ++++ + + ++ + ++++ +++ +++++ +++ + + + + ++ ++ + ++ ++ +++++ ++ + + + + + ++ + + + ++ + +++ +++++++++ ++++++++++ + ++ + + + + + + + + + + + + + + + + + ++ + +++++++ + + + ++ + ++ + +++ + + ++ + +++ ++++ ++ + ++++ +++++++ ++ +++++ ++ + ++ + + + + +++ + ++ + ++ + + ++ + ++ + + + + ++ +++ ++++ ++ ++++ + + + + + + + + + ++ + + + ++ +++ + + + +++ + + + ++ + + ++ + + ++ + +

* ******** ******** ********** * * * * * * * * * * ******** *** ****** ***** ********* **** ******** ******************* * * * * * * * * * * * *******

-15

-10

-5

0

5

10

15

CDU: Erststimmenabstand (t-1)

Auffällig ist für beide Parteien der positive Zusammenhang zwischen Stimmenabstand und Stimmenanteil. Gewinnt (verliert) eine Partei mit einem großen Stimmenabstand zum Zeitpunkt t–1, wird sie bei der nächsten Wahl t meist wieder einen hohen (geringen) Stimmenanteil erhalten. Noch bedeutender als dieser positive Zusammenhang ist allerdings der deutlich erkennbare Sprung an jedem der vier Schwellenwerte, der den durchschnittlichen kausalen Effekt (ATE) des Amtsinhaberstatus einer Partei repräsentiert. Hätte Amtsinhaberschaft keine kausale Wirkung, gäbe es keine solchen Sprungstellen. Abgesehen vom Schwellenwert existieren keine weiteren Unstetigkeiten in den konditionalen Erwartungsfunktionen. Der empirische Zusammenhang zwischen dem

32

Stimmenabstand und den Ergebnisvariablen wird durch unsere multiplikative polynomische Funktion in allen vier Fällen gut angenähert. Wie ist die Größenordnung der hier geschätzten Kontaminationseffekte zu interpretieren? Ist die durch den Amtsinhaberstatus verursachte Kontamination groß genug, um signifikante Veränderungen in den Mehrheitsverhältnissen des Bundestages auszulösen? Um hierauf eine Antwort geben zu können, wurde die Verteilung der Bundestagsmandate mit und ohne Kontaminationseffekt numerisch simuliert.20 Unsere Simulationen basieren dabei auf den in Tabelle 1 dargestellten Ergebnissen. Demnach führt die durch den Amtsinhaberstatus ausgelöste Kontamination im Durchschnitt zu Nettoverschiebungen von drei bis neun Bundestagsmandaten. Kleinere Parteien würden ohne Kontamination besser abschneiden, da sie so gut wie nie Wahlkreisabgeordnete stellen. Die SPD profitiert etwas mehr von der kontaminierenden Wirkung des Amtsinhaberbonus als die CDU/CSU. Um die Relevanz des Kontaminationseffekts zu verdeutlichen, gehen wir an dieser Stelle näher auf die Simulationsergebnisse für die Bundestagswahl 2002 ein. In dieser Wahl standen sich Bundeskanzler Gerhard Schröder, gestützt von SPD und Grünen, und sein Herausforderer Edmund Stoiber, 20 In einem ersten Schritt wurde eine Funktion (mittels R) programmiert, die von den gültigen Erst- und Zweitstimmenanteilen für alle Parteien in allen Wahlkreisen ausgeht. Diese Funktion berechnet auf dieser Basis die Sitzverteilung im Bundestag unter Berücksichtigung der vom deutschen Wahlgesetz vorgeschriebenen Umrechnungsregeln. Auch Überhangmandate finden dabei Berücksichtigung. In einem zweiten Schritt wurde eine weitere Funktion programmiert, mit der die Sitzverteilung ohne Kontaminationseffekte simuliert wird. Diese Funktion verwendet die ursprünglichen Erststimmenanteile aller Parteien zum Zeitpunkt t-1, um den Amtsinhaber des jeweiligen Wahlkreises zu bestimmen. Daran anschließend werden die Zweitstimmenanteile zum Zeitpunkt t in jedem Wahlkreis neu verteilt. Eine Partei, deren Kandidat in einem Wahlkreis das Direktmandat innehat, verliert Zweitstimmen in Höhe des geschätzten Kontaminationseffekts. Diese Stimmen werden dann proportional auf alle im jeweiligen Wahlkreis angetretenen Parteien verteilt. Damit erhalten wir eine aus kontrafaktischen Zweitstimmenanteilen bestehende Matrix. Diese Matrix gibt für jeden Wahlkreis und jede Partei jenen Anteil an Zweitstimmen zum Zeitpunkt t wider, der in einer kontrafaktischen Welt ohne Kontamination durch die Amtsinhaberschaft einer Partei zu beobachten gewesen wäre. Unsere erste Funktion nutzt diese Matrix, um die daraus resultierenden Änderungen in der Sitzverteilung des Bundestags zu ermitteln. Jede Simulation wurde zweimal durchgeführt, um der Unsicherheit in unseren Schätzungen Rechnung zu tragen (siehe Tabelle 1). Die erste Simulation beruht auf der unteren Schranke des Konfidenzintervalls, die zweite auf der oberen. Hierbei ist anzumerken, dass unsere Simulationen nur die kontaminierende Wirkung der Amtsinhaberschaft einer Partei in Rechnung stellen. Andere Ursachen von Kontamination wie die Existenz von Wahlkreiskandidaten werden somit konstant gehalten. Außerdem wird angenommen, dass sich das Verhalten von Wählern und Parteien in einer solchen kontrafaktischen Welt ohne Kontamination nicht ändern würde.

33

der Kanzlerkandidat einer möglichen Koalition aus CDU/CSU und FDP, gegenüber. Das tatsächliche Wahlergebnis ist in der ersten Zeile von Tabelle 2 zu finden. Mit einer knappen Mehrheit von 306 der insgesamt 603 Sitze gewann die rot-grüne Koalition die erforderliche Kanzlermehrheit. CDU/CSU und FDP verpassten mit 295 Mandaten die Mehrheit um sieben Sitze. Die zweite und dritte Spalte der Tabelle 2 zeigen die Sitzverteilung in einer kontrafaktischen Bundestagswahl 2002 ohne Kontamination. CDU/CSU und die FDP hätten in diesem Fall möglicherweise die Mehrheit der Bundestagsmandate errungen. Mit der erforderlichen Kanzlermehrheit wäre dann Edmund Stoiber zum Regierungschef gewählt worden. Deutlich wird auch, dass kleine Parteien besonders stark unter dem Kontaminationseffekt leiden. Hätte die Amtsinhaberschaft in der Bundestagswahl 2002 keine Wirkung auf den Zweitstimmenanteil gehabt, hätte die FDP vier bis elf zusätzliche Sitze erwerben können; ihre Bundestagsfraktion wäre demnach statt der tatsächlichen 47 zwischen 51 und 58 Mitglieder stark gewesen. Auch die Grünen hätten es ohne Kontamination leichter gehabt, wären sie doch in den Genuss von zwei bis fünf zusätzlichen Bundestagsmandaten gekommen. Lediglich für die PDS ergibt sich bei der Bundestagswahl 2002 keine negative Wirkung auf ihren Zweitstimmenanteil, da sie weder drei Direktmandate erringen noch die 5%-Hürde überwinden konnte. Tabelle 2: Sitzverteilung des 15. Deutschen Bundestags mit und ohne Kontaminationseffekt (Bundestagswahl 2002) Partei

CDU/CSU FDP SPD Grüne PDS Total Mehrheit CDU/FDP SPD/Grüne

Mit Kontamination (tatsächliche Sitzverteilung)

248 47 251 55 2 603 302 295 306

Ohne Kontamination (kontrafaktische Sitzverteilung) Untere Schranke Obere Schranke 90% KI 90% KI 247 246 51 58 248 243 57 60 2 2 605 609 303 305 298 304 305 303

Die Simulation basiert auf den in Tabelle 1 dargestellten Ergebnissen. KI = Konfidenzintervall.

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Die hier präsentierten Schätzungen basieren auf der Annahme randomisierter Treatment-Zuweisung in der Nähe des Schwellenwertes (lokale Randomisierung). In der folgenden Sensitivitätsanalyse wenden wir uns nun der Frage zu, inwieweit diese zentrale Annahme gerechtfertigt erscheint. 6.

Sensitivitätsanalyse

In einem randomisierten Experiment, in welchem die Einheiten nach dem Zufallsprinzip der Experimental- oder Kontrollgruppe zugeordnet werden, gleichen sich beide Gruppen – zumindest in der Grenzbetrachtung – in Bezug auf die Verteilung aller beobachteten und unbeobachteten Störvariablen. Die Gruppen sind deshalb austauschbar und jeder Unterschied zwischen den Gruppen nach der Treatment-Zuweisung lässt sich kausal auf den Effekt des Treatments zurückführen. Ob die Randomisierung tatsächlich erfolgreich war, lässt sich zumindest hinsichtlich der Verteilung beobachteter Störfaktoren mittels so genannter Balance-Tests leicht überprüfen. Falls in einer RD-Analyse die Annahme randomisierter Treatment-Zuweisung nahe dem Schwellenwert zutreffend ist, sollten sich beide Gruppen in unmittelbarer Umgebung dieses kritischen Wertes ebenfalls annähernd gleichen. Beispielsweise dürfte es keine systematischen Unterschiede zwischen der Wahlbeteiligung zum Zeitpunkt t-1 in knapp verlorenen und knapp gewonnen Wahlkreisen geben. Gleiches gilt für quadrierte Variablen, Interaktionsterme und andere lineare Kombinationen der Störvariablen. Die Tabellen 3 und 4 zeigen die Ergebnisse solcher Balance-Tests für beobachtete potentielle Störfaktoren. In der Nähe des Schwellenwertes bestehen weder für die SPD noch für die CDU/CSU hinsichtlich Wahlbeteiligung, Erst- und Zweitstimmenanteil sowie linearen Kombinationen dieser Variablen systematische Unterschiede. Diese Resultate lassen somit die Annahme lokaler Randomisierung gerechtfertigt erscheinen. Natürlich lassen sich auf diese Weise nur die Verteilungen beobachteter Störfaktoren überprüfen. Der zentrale Vorteil von randomisierten Experimenten wie auch der RD-Analyse liegt jedoch darin, dass man plausiblerweise davon ausgehen kann, dass die lokale Randomisierung die Gruppen nicht nur in Bezug auf alle beobachteten, sondern auch in Bezug auf alle unbeobachteten Störfaktoren angeglichen hat. Neben der Durchführung von Balance-Tests können unsere Befunde durch eine zweite Art von Sensitivitätsanalyse auf den Prüfstand gestellt werden. Wie in einem Experiment, in dem die TreatmentZuweisung erfolgreich randomisiert wurde, sollten sich unsere Schätzungen

35

nicht stark verändern, wenn dem statistischen Modell weitere, der TreatmentZuweisung zeitlich vorausgehende Störvariablen hinzugefügt werden. Lediglich die Präzision, mit welcher die Treatment-Effekte geschätzt werden können, sollte sich erhöhen, falls die hinzugefügten Störvariablen selbst eine gewisse Vorhersagekraft in Bezug auf die Ergebnisvariable aufweisen. In Tabelle 5 und Tabelle 6 wird ersichtlich, dass dies in der Tat der Fall ist. Tabelle 3: Überprüfung der lokalen Randomisierung anhand von BalanceTests für Störvariablen: SPD Amtsinhaber Erststimmenanteil (t-1) Erststimmenanteil^2 (t-1) Zweitstimmenanteil (t-1) Zweitstimmenanteil^2 (t-1) Wahlbeteiligung (t) Wahlbeteiligung^2 (t) Erststimmenanteil × Wahlbeteiligung Zweitstimmenanteil × Wahlbeteiligung Erststimmenanteil × Zweitstimmenanteil

44,470 (0,230) 1981,280 (19,249) 42,079 (0,273) 1776,106 (21,549) 85,712 (0,441) 7345,706 (75,443) 3791,533 (35,236) 3791,533 (35,236) 1871,528 (19,858)

NichtAmtsinhaber 44,131 (0,291) 1954,897 (26,534) 42,076 (0,350) 1774,233 (30,649) 85,078 (0,630) 7243,136 (106,827) 3734,092 (47,427) 3734,092 (47,427) 1860,201 (27,364)

Diff. am Schwellenwert -0,339 (0,368) -26,382 (32,626) -0,003 (0,443) -1,873 (37,462) -0,635 (0,766) -102,571 (130,420) -57,441 (59,057) -57,441 (59,057) -11,328 (33,778)

Untere Schranke 90%-KI -0,945

Obere Schranke 90%-KI 0,266

-80,047

27,282

-0,731

0,725

-63,492

59,747

-1,895

0,625

-317,093 111,951 -154,581

39,698

-154,581

39,698

-66,887

44,232

MM-Schätzungen mit robusten Standardfehlern in Klammern. Alle Schätzungen basieren auf einem multiplikativen Polynom vierten Grades gebildet aus der Zuweisungsvariable und dem Treatment-Indikator links und rechts des Schwellenwertes. Gezeigt wird nur der jeweilige ATE (average treatment effect). Jede Zeile stellt eine separate Schätzung dar. KI = Konfidenzintervall. N = 1972.

36

Tabelle 4: Überprüfung der lokalen Randomisierung anhand von BalanceTests für Störvariablen: CDU Amtsinhaber Erststimmenanteil (t-1) Erststimmenanteil^2 (t-1) Zweitstimmenanteil (t-1) Zweitstimmenanteil^2 (t-1) Wahlbeteiligung (t) Wahlbeteiligung^2 (t) Erststimmenanteil × Wahlbeteiligung Zweitstimmenanteil × Wahlbeteiligung Erststimmenanteil × Zweitstimmenanteil

44,130 (0,291) 1943,999 (24,987) 41,723 (0,397) 1743,195 (31,882) 85,087 (0,629) 7244,716 (106,685) 3734,197 (45,500) 3734,197 (45,500) 1838,505 (27,704)

NichtAmtsinhaber 44,506 (0,230) 1979,665 (21,872) 41,786 (0,296) 1753,653 (26,262) 85,779 (0,442) 7357,171 (75,689) 3791,866 (37,338) 3791,866 (37,338) 1858,710 (23,178)

Diff. am Schwellenwert 0,376 (0,368) 35,666 (33,029) 0,062 (0,495) 10,458 (41,295) 0,693 (0,766) 112,456 (130,432) 57,669 (58,768) 57,669 (58,768) 20,205 (36,067)

Untere Schranke 90%-KI -0,230

Obere Schranke 90%-KI 0,982

-18,661

89,993

-0,752

0,877

-57,466

78,383

-0,567

1,952

-102,085 326,996 -38,995 154,333 -38,995 154,333 -39,119

79,530

MM-Schätzungen mit robusten Standardfehlern in Klammern. Alle Schätzungen basieren auf einem multiplikativen Polynom vierten Grades gebildet aus der Zuweisungsvariable und dem Treatment-Indikator links und rechts des Schwellenwertes. Gezeigt wird nur der jeweilige ATE (average treatment effect). Jede Zeile stellt eine separate Schätzung dar. KI = Konfidenzintervall. N = 1972.

37

(2) 1,822 (0,722) 0,532 (0,031)

(3) 1,401 (0,674) 5,461 (1,005) 0,007 (0,004) -5,061 (1,032) 0,001 (0,004) 1,364 (0,476) -0,007 (0,003) -0,077 (0,012) 0,068 (0,013) 0,007 (0,001)

SPD (4) 1,365 (0,662) 4,924 (1,003) 0,004 (0,004) -4,924 (1,026) 0,003 (0,004) 1,550 (0,464) -0,009 (0,003) -0,070 (0,012) 0,064 (0,013) 0,009 (0,001)

(1) 1,373 (0,714)

CDU (2) (3) 1,203 1,147 (0,669) (0,703) 0,863 0,506 (0,045) (0,737) 0,017 (0,011) 0,567 (0,717) 0,020 (0,01) -0,898 (0,552) 0,009 (0,003) -0,006 (0,008) -0,006 (0,008) -0,028 (0,021)

(4) 0,939 (0,314) 0,475 (0,637) 0,032 (0,006) 0,056 (0,656) 0,039 (0,006) -0,928 (0,311) 0,007 (0,002) -0,001 (0,007) 0,000 (0,008) -0,070 (0,011)

38

MM-Schätzungen mit robusten Standardfehlern in Klammern. Alle Schätzungen basieren auf einem multiplikativen Polynom vierten Grades gebildet aus der Zuweisungsvariable und dem Treatment-Indikator links u. rechts des Schwellenwertes. N = 1972.

Erststimmenanteil × Zweitstimmenanteil

Zweitstimmenanteil × Wahlbeteiligung

Erststimmenanteil × Wahlbeteiligung

Wahlbeteiligung^2 (t-1)

Wahlbeteiligung (t-1)

Zweitstimmenanteil^2 (t-1)

Zweitstimmenanteil (t-1)

Erststimmenanteil^2 (t-1)

Erststimmenanteil (t-1)

Amtsinhaber

(1) 1,600 (0,775)

Tabelle 5: Sensitivitätsanalyse für den Effekt auf den Erststimmenanteil

(0,015) 0,009 (0,001)

(0,015) 0,007 (0,001)

Zweitstimmenanteil × Wahlbeteiligung

Erststimmenanteil × Zweitstimmenanteil

(1) 1,057 (0,779)

CDU

0,976 (0,045)

(2) 0,946 (0,680)

(0,008) 0,041 (0,023)

-0,001

(0,008)

0,251 (0,496) 0,003 (0,003) -0,013

(0,011)

0,926 (0,719) -0,02 (0,012) 0,361 (0,711) -0,012

(3) 0,898 (0,641)

(0,007) -0,010 (0,020)

-0,005

(0,007)

-1,255 (0,273) 0,009 (0,002) 0,004

(0,010)

0,006 (0,600) 0,001 (0,010) 0,642 (0,626) 0,012

(4) 0,551 (0,287)

39

MM-Schätzungen mit robusten Standardfehlern in Klammern. Alle Schätzungen basieren auf einem multiplikativen Polynom vierten Grades gebildet aus der Zuweisungsvariable und dem Treatment-Indikator links u. rechts des Schwellenwertes. N = 1972.

0,059

1,240 (0,482) -0,007 (0,003) -0,064

(0,004)

(0,004) 0,946 (0,508) -0,004 (0,003) -0,077

4,105 (1,104) 0,000 (0,004) -4,317 (1,122) 0,008

(4) 0,922 (0,626)

5,019 (1,141) 0,004 (0,004) -4,781 (1,163) 0,006

(3) 1,043 (0,633)

(0,015)

SPD

0,068

0,482 (0,034)

(2) 1,755 (0,767)

(0,015)

Erststimmenanteil × Wahlbeteiligung

Wahlbeteiligung^2 (t-1)

Wahlbeteiligung (t-1)

Zweitstimmenanteil^2 (t-1)

Zweitstimmenanteil (t-1)

Erststimmenanteil^2 (t-1)

Erststimmenanteil (t-1)

Amtsinhaber

(1) 1,491 (0,809)

Tabelle 6: Sensitivitätsanalyse für den Effekt auf den Zweitstimmenanteil

Über verschiedene Spezifikationen hinweg sind unsere Schätzungen robust. Da sich die Befunde in beiden Tabellen gleichen, können sie gemeinsam diskutiert werden. Im Ausgangsmodell (1) wird der Treatment-Effekt (wie in Tabelle 1) ohne Berücksichtigung weiterer Variablen geschätzt. Modell 2 kontrolliert für den Erststimmenanteil bei der vorhergehenden Wahl. Die Größe des Treatment-Effekts ändert sich nicht merklich; die Präzision unserer Schätzung ist etwas höher. Der Zweitstimmenanteil, die Wahlbeteiligung der vorhergehenden Wahl und die quadrierten Werte und Interaktionsterme dieser Variablen werden in Modell 3 aufgenommen. Der Treatment-Effekt bleibt nahezu unverändert. Abschließend kontrollieren wir für Bundesland- und Jahreseffekte in Modell 4. Der Koeffizient für den Amtsinhaberstatus nimmt leicht ab, wird aber umso präziser geschätzt. Auch für die CDU/CSU wird damit ein konventionelles Signifikanzniveau erreicht. 7.

Fazit und Ausblick

Die Amtsinhaberschaft einer Partei wird in dieser Arbeit als neue Quelle von Kontaminationseffekten in kombinierten Wahlsystemen identifiziert. Unser Argument stützt sich auf die Verbindung der klassischen Literatur zur Wirkung des Amtsinhaberstatus mit den neueren Arbeiten zu Kontaminationseffekten. Wenn sich die bloße Beteiligung im majoritären Wahlsystemelement in Form der Aufstellung eines Wahlkreisbewerbers positiv auf den Zweitstimmenanteil einer Partei auswirkt, dann sollte der Amtsinhaberstatus einer Partei einen noch stärkeren Einfluss besitzen. Diese Hypothese wird durch die Daten nicht falsifiziert. Die Amtsinhaberschaft erhöht den Zweitstimmenanteil einer Partei um 1 bis 1,5 Prozentpunkte. Die Simulationen zeigen, dass dies ausreichend sein kann, um die Mehrheitsverhältnisse im Bundestag entscheidend zu ändern. Ebenso bestätigen unsere Ergebnisse die Vermutung vorheriger Arbeiten, dass sich die Amtsinhaberschaft auch positiv auf den Erststimmenanteil einer Partei auswirkt. Unsere Befunde haben sowohl für die Kontaminationsforschung als auch für die dem strategischen Verhalten deutscher Parteien gewidmete Literatur erhebliche Bedeutung. Mit Blick auf die Forschung zu Kontaminationseffekten ist erstens festzuhalten, dass unsere Ergebnisse die Behauptung von Ferrara et al. (2005) bestätigen, kombinierte Wahlsysteme ließen keinen kontrollierten Vergleich von Wählerverhalten unter den Bedingungen unterschiedlicher Wahlsysteme zu (Moser und Scheiner 2005: 260). Zwischen Erst- und Zweitstimmen

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besteht in der Tat eine erhebliche Wechselwirkung, so dass diese beiden Elemente in kombinierten Wahlsystemen nicht als unabhängige Beobachtungen betrachtet und analysiert werden können. Zweitens sind in Zukunft jene kausalen Mechanismen zu untersuchen, die den hier ausgemachten Kontaminationseffekten der Amtsinhaberschaft zugrunde liegen. Ist die erhöhte Medienpräsenz und Bekanntheit des Wahlkreisabgeordneten oder vor allem der von ihm geleistete Wähler- und Wahlkreisservice für den höheren Zweitstimmenanteil verantwortlich? Mittels der in dieser Arbeit verwendeten Aggregatdaten vermögen wir nicht zwischen diesen möglichen Erklärungen zu diskriminieren. Hierfür bedürfte es detaillierter Paneldaten auf Individualebene, die nach unserem Wissen noch nicht existieren. Eine interessante Implikation unserer Arbeit für die dem strategischen Verhalten deutscher Parteien gewidmete Literatur ist, dass Parteigremien die Qualität der Wahlkreisarbeit bzw. die Medienpräsenz als wichtiges Kriterium bei der Kandidatenaufstellung berücksichtigen sollten. Obwohl eine quantitative Untersuchung dieser Frage nach wie vor aussteht, deutet einiges darauf hin, dass sowohl SPD als auch CDU/CSU die erwartete Qualität des Wählerservice in ihre Entscheidungen über die Aufstellung von Wahlkreisbewerbern einfließen lassen (Zeuner 1970: 144-6; Patzelt 1993: 366-82). Die bisherige Literatur hat dieser Beobachtung jedoch keine besondere Aufmerksamkeit geschenkt. Unsere Ergebnisse legen nahe, dass sich die Berücksichtigung der erwarteten Qualität der Wahlkreisarbeit angesichts von Kontaminationseffekten als ein rationaler Akt der Zweitstimmenmaximierung auffassen lässt. Eine weitere Implikation unserer Arbeit ergibt sich für kleinere Parteien. Bislang wurde in der Literatur argumentiert, dass sich gerade diese durch das Aufstellen eines eigenen (wenn auch oft hoffungslosen) Wahlkreisbewerbers auf Kosten der großen Parteien profilieren können. Unsere Befunde legen dahingegen nahe, dass Kontaminationseffekte auch in die entgegengesetzte Richtung wirken können. Da der Amtsinhaberstatus einer Partei positiv auf ihren Zweitstimmenanteil wirkt und üblicherweise nur Kandidaten der SPD und CDU/CSU Direktmandate erringen, könnten die hier identifizierten Effekte diesen Vorteil kleinerer Parteien wieder zunichte machen. Leider limitiert das Forschungsdesign unsere Untersuchung insofern, als Veränderungen über Zeit nicht analysiert werden können. Die nachlassende Parteibindung der Wähler (Dalton und Wattenberg 2000) gepaart mit der zunehmenden Personalisierung der Politik (Pappi 1999; von Alemann 2003: 191-203) lässt jedoch vermuten, dass Amtsinhabereffekte an Stärke zunehmen werden. Es erscheint plausibel, dass dies auch den Anreiz weiter verstärken wird, Wahlkreisbewerber mit aller

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Sorgfalt insbesondere im Hinblick auf den von ihnen zu erwartenden Wahlkreisund Wählerservice auszuwählen. Literatur Angrist, Joshua und Victor Lavy, 1999: Using Maimonides' Rule to Estimate the Effect of Class Size on Scholastic Achievement. Quarterly Journal of Economics 114, 533–67. Ansolabehere, Stephen und James M. Snyder, 2004: Using Term Limits to Estimate Incumbency Advantages When Officeholders Retire Strategically. Legislative Studies Quarterly XXIX, 487–515. Ansolabehere, Stephen, James M. Snyder und Charles Stewart, 2000. Old Voters, New Voters, and the Personal Vote: Using Redistricting to Measure the Incumbency Advantage. American Journal of Political Science 44, 17–34. Battistin, Erich und Enrico Rettore, 2002: Testing for Program Effects in a Regression Discontinuity Design with Imperfect Compliance. Journal of the Royal Statistical Society, Series A 165, 39–57. Battistin, Erich und Enrico Rettore, 2003: Another Look at the Regression Discontinuity Design. Working Paper, Institute for Fiscal Studies, London. Bawn, Kathleen, 1993: The Logic of Institutional Preferences: German Electoral Law as a Social Choice Outcome. American Journal of Political Science 37, 965–89. Bawn, Kathleen, 1999: Voter Responses to Electoral Complexity: Ticket Splitting, Rational Voters and Representation in the Federal Republic of Germany. British Journal of Political Science 28, 487–505. Bawn, Kathleen und Michael F. Thies, 2003: A Comparative Theory of Electoral Incentives: Representing the Unorganized Under PR, Plurality, and Mixed-Member Electoral Systems. Journal of Theoretical Politics 15, 5–32. Berk, Richard A. und Jan de Leeuw, 1999: An Evaluation of California's Inmate Classification System Using a Generalized Regression Discontinuity Design. Journal of the American Statistical Association 94, 1045–52. Black, Sandra E., 1999: Do Better Schools Matter? Parental Valuation of Elementary Education. Quarterly Journal of Economics 144, 577–99. Brettschneider, Frank, 2002: Spitzenkandidaten und Wahlerfolg. Personalisierung Kompetenz - Parteien. Wiesbaden: VS Verlag. Butler, Daniel. M. und Matthew J. Butler, 2005: Splitting the Difference: What Explains Split-party Delegations in the US Senate? Working paper, Stanford University. Caramani, Daniele, 2000: Elections in Western Europe since 1815: Electoral Results by Constituencies. London: Palgrave Macmillan. Cox, Gary W., 1997: Making Votes Count: Strategic Coordination in the World's Electoral Systems. Cambridge: Cambridge University Press. Cox, Gary W. und Jonathan N. Katz, 2002: Elbridge Gerry's Salamander. Cambridge, New York: Cambridge University Press.

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45

Modellgestützte Rekonstruktion und Simulation des Ergebnisses der Bundestagswahl 2005 Susumu Shikano* 1.

Einleitung

Dieser Beitrag zielt darauf ab, anhand von theoretischen Modellen und empirischen Daten das Ergebnis der Bundestagswahl am 18. September 2005 zu rekonstruieren. Der Sinn dieser Rekonstruktion liegt erstens darin, das Zustandekommen des Wahlergebnisses durch ein theoretisches Modell zu erklären. Hier wird ein Mikro-Modell der politischen Akteure verwendet, sodass ein Wahlergebnis als ein Phänomen auf der Aggregatebene auf die individuelle Ebene zurückgeführt werden kann. Zudem ermöglicht die Rekonstruktion Simulationen mit verschiedenen Kombinationen der Parameter. So können kontrafaktische Wahlergebnisse in hypothetischen Situationen erzeugt werden. Im Folgenden werden zunächst neuere Entwicklungen in den räumlichen Modellen des Parteienwettbewerbs und der Wahlentscheidung vorgestellt, auf denen die Rekonstruktion basiert. Im dritten Kapitel werden die einzelnen Schritte der Rekonstruktion des Wahlergebnisses dargestellt. Um die Rekonstruktion zu ermöglichen, werden mehrere Annahmen getroffen, die einzeln verdeutlicht und diskutiert werden. Im vierten Kapitel werden dann anhand der Rekonstruktion die Parameter verändert, um zu betrachten, welche kontrafaktischen Ergebnisse zustande kommen können. 2.

Neuere Entwicklungen zu räumlichen Modellen des Parteienwettbewerbs und der Wahlentscheidung

Zur Grundlage der Rekonstruktion des Wahlergebnisses werden im vorliegenden Beitrag räumliche Modelle des Parteienwettbewerbs und der Wahlentscheidung gewählt. Ihre klassische Variante unterstellt, dass die policy-Präferenz *

Der Autor bedankt sich bei Franz Urban Pappi, Thomas Gschwend, Evelyn Bytzek, Michael Herrmann, Alex Herzog, Matthias Lehnert, Eric Linhart, den Herausgebern und den beiden anonymen Gutachtern für wertvolle Kommentare. Materialien, die aus Platzgründen hier nicht präsentiert werden können, werden auf der Homepage des Autors zugänglich gemacht.

47

individueller Wähler auf einer Dimension als Idealpunkt repräsentiert werden kann. Auf dieser policy-Dimension wählen die Wähler den Kandidaten, der ihrem Idealpunkt am nächsten steht. Unter dieser Annahme und einer angenommenen Verteilung der Idealpunkte optimieren die Kandidaten ihre Position, um Stimmen zu maximieren (Downs 1957). Ein Vorzug dieses Modells besteht darin, dass dieses Modell "capable […] of representing both voter choice and candidate strategy" ist (Hinich und Munger 1994: 230). Im Folgenden werden neuere Entwicklungen dieser Forschungsrichtung seit den achtziger Jahren vorgestellt, wobei wir uns auf vier für die Rekonstruktion dieses Beitrags relevante Aspekte beschränken: (i) Ideologie als latente Dimension, (ii) Unsicherheit der Parteipositionen, (iii) alternative Modelle zum Nähe-Modell und (iv) Nonpolicy-Faktoren.1 2.1 Das Modell des ideologischen Wählens Während das klassische eindimensionale Modell seit den sechziger Jahren auf einen policy-Raum mit beliebiger Zahl an Dimensionen erweitert worden ist, blieb eine Frage bei diesem mehrdimensionalen Modell lange unbeantwortet: Aus welchen Sachthemen soll der policy-Raum bestehen? Obwohl diese Frage vor allem bei empirischen Überprüfungen derartiger Modelle eine entscheidende Rolle spielt, wird bei den meisten empirischen Studien ad hoc operationalisiert, welche Sachthemen den Raum zusammensetzen. Eine theoretische Antwort auf diese Problematik ist das von Hinich und Munger (1994) vorgeschlagene Modell des ideologischen Wählens. Hinich und Munger nehmen zusätzlich zu dem policy-Raum herkömmlicher räumlicher Modelle einen latenten ideologischen Raum an. Angenommen, ωij sei ein Vektor der vom Wähler i ∈ 1 … n wahrgenommenen Position der Partei j ∈ 1 … J zu den Sachthemen k ∈ 1 … K und ωij sei linear mit der Position im ideologischen Raum πj verbunden: wij = b j + v jπ j .

(1)

πj ist ein 1×L-Vektor der Position der Partei j auf der l-ten Dimension im L-dimensionalen ideologischen Raum Π. Die K×L-Matrix vi ist der Überset1

48

Zu weiteren Neuerungen in den räumlichen Modellen vergleiche Hinich und Munger (1997); Pappi und Shikano (im Erscheinen).

zungsparameter für den Wähler i. Π ist so skaliert, dass der Nullpunkt auf jeder Dimension dem Status quo entspricht. Somit ist bi Vektor des wahrgenommenen Status quo zu den einzelnen Sachthemen. Abbildung 1 veranschaulicht dieses Modell mit einem Sachthema, einer eindimensionalen Ideologie und zwei Wählern. Abbildung 1:

Zwei Wähler bei einer eindimensionalen policy und einer eindimensionalen Ideologie

Zu beachten ist, dass ωij mit i indiziert wird. In diesem Modell können die Parteipositionen im policy-Raum individuell unterschiedlich wahrgenommen werden, was herkömmliche räumliche Modelle ausschließen. Dafür ist die Position der Partei im ideologischen Raum für alle Wähler gleich, weshalb πj ohne i auskommt. Die individuell unterschiedliche Wahrnehmung der Parteipositionen im policy-Raum wird auf die individuellen Übersetzungsparameter (bi bzw. vi) zurückgeführt. Dies wird durch die beiden durchgezogenen Linien in Abbildung 1 veranschaulicht. Empirisch wurde für die Bundesrepublik bereits belegt, dass dies eine realistische Annahme ist (Pappi et al. 2000; Shikano und Pappi 2004). Der Sinn dieser Modellierung besteht aus Sicht einzelner Wähler darin, dass der ideologische Raum die Informationsverarbeitung erleichtert. Da je nach Wahlkampf und Zeitpunkt unterschiedliche Sachthemen auf der Agenda der Öffentlichkeit auftauchen und nach kurzer Zeit wieder verschwinden, sind die Wähler nicht in der Lage, sich über die Parteipositionen zu allen Themen zu informieren. Zudem weiß man nicht, welche Sachthemen während der Legislaturperiode nach der Wahl behandelt werden müssen. Angesichts dieser

49

Situation können die Wähler anhand der ideologischen Positionen die Parteiposition zu einzelnen Sachthemen ableiten, da der ideologische Raum als über die Zeit stabil angenommen wird. Wenn xi der Idealpunkt eines Wählers i im policy-Raum ist, lässt sich der Nutzen einer Partei j wie folgt ausdrücken: U i ( w j ) = c i − ( wi , j − x i )' Ai ( wi , j − x i ) .

(2)

ci ist eine individuell beliebige Konstante. Ai ist eine positiv definite Matrix, die die Gewichtung und die Interaktion der einzelnen Dimensionen des policy-Raums bestimmt. Ui(ωj) kann auch in den ideologischen Raum linear transformiert werden. Der so induzierte Nutzen (induced utility) lässt sich wie folgt ausdrücken: U i (π j ) = −(π j − z i ) 2 ,

(3)

wobei zi =

v' i Ai ( xi − bi ) . v' i Ai vi

(4)

zi entspricht dem Idealpunkt des Wählers i im ideologischen Raum.2 Wenn wir nur eine policy-Dimension und eine ideologische Dimension haben, ergibt sich: zi =

x i − bi . vi

(5)

2.2 Unsicherheit der Parteiposition Bisher wurde angenommen, dass die Parteipositionen für alle Wähler identisch und eindeutig sind. Hinich und Munger halten dies jedoch nicht für realistisch, da die Ideologie als kognitive Heuristik konzipiert ist. Die Voraussage der Parteiposition zu einzelnen Sachthemen wird daher auch mit Hilfe der ideologi2

50

Zur Herleitung von zi siehe Hinich und Munger (1994: 123-125).

schen Position mit Unsicherheit behaftet sein. Zudem ist die Implementierung der ideologischen Position in Outputs der Regierung wegen der Interaktionen verschiedener politischer Akteure im Gesetzgebungsprozess nicht sicher vorauszusagen (vergleiche Hinich und Munger 1994: 131-133). So wird die Unsicherheit für die ideologischen Positionen als Fehler-Term ej(π) eingeführt:

πˆ j = π j + e j (π ) .

(6)

Dabei wird der Mittelwert bzw. die Varianz von ej(π) wie folgt definiert: E[e j (π )] = 0

(7)

E[e j (π ) 2 ] = σ 2j .

(8)

Die induzierte Nutzenerwartung der Partei j lässt sich wie folgt berechnen (vergleiche Hinich und Munger 1994: 137): E[U i (πˆ j )] = −(π j + e j (π ) − zi ) 2 = (π j − z j ) 2 − σ 2j

.

(9) (10)

Folglich verringert die zunehmende Unsicherheit der ideologischen Position die Nutzenerwartung der Partei. Dies lässt die Integration der Auswirkung des Wahlkampfs in das Modell zu. Es wird dabei unterstellt, dass die Parteien im Wahlkampf versuchen, die eigene Position zu verdeutlichen und die Position der gegnerischen Parteien in der Wählerwahrnehmung zu destabilisieren. 2.3 Richtungsmodell und vereinigtes Modell des Wählens Sowohl Downs als auch Hinich und Munger gehen bei der Definition von Ui(πj) vom Nähe-Modell aus, wonach die Wähler die Partei, die ihnen am nächsten steht, wählen sollen (Gleichung 3). Seit den neunziger Jahren ist jedoch ein alternatives Modell für den policy-Nutzen, das Richtungsmodell, etabliert (Rabinowitz und Macdonald 1989). Laut diesem Modell wählen die Wähler eine Partei umso wahrscheinlicher, je extremer die Partei dieselbe Richtung bei Sachthemen vertritt. Die Nutzenfunktion lässt sich danach wie folgt ausdrücken:

51

U Ri ( w j ) = ( wij − bi )( xi − bi ) .

(11)

Die induzierte Nutzenfunktion wird schlicht wie folgt ausgedrückt: U Ri (π j ) = π j zi .

(12)

Neuerdings wurden auch mehrere Versuche unternommen, das Nähe- und das Richtungsmodell in einem Modell zu vereinen (zum Beispiel Merrill III und Grofman 1999). Theoretisch wird dabei das Richtungsmodell neu interpretiert. Die Wähler beziehen bei der Beurteilung der Parteien nicht nur die Parteiposition, sondern auch die Wirksamkeit ihrer Stimme auf den policy-Output ein. Falls man hier geringe Auswirkungen seiner Stimme wahrnimmt, sollte man die Partei mit extremer Position vorziehen, damit die geringere Auswirkung auf den Output kompensiert werden kann (Hinich et al. 2004; Kedar 2005). Die induzierte Nutzenfunktion nach dem vereinigten Modell lässt sich wie folgt ausdrücken: U i (π j ) = 2(1 − β )π j z i − β (π j − z i ) 2 .

(13)

Die Gewichtung der Nähe-Komponente im Verhältnis zur Richtungskomponente wird mit dem Parameter β beschrieben. β = 1 heißt, dass nur das NäheModell den policy-Nutzen bestimmt; β = 0 bedeutet, dass der policy-Nutzen allein aus dem Richtungsmodell stammt. Dieser Parameter kann sich zwischen den Parteien unterscheiden, da jede Partei im Gesetzgebungsprozess unterschiedliche Macht ausüben kann. In diesem Fall wird β in Gleichung 13 durch βj ersetzt. Generell können ein größerer Wert für das β der größeren Parteien und ein kleinerer Wert für das β der kleineren Parteien erwartet werden (Hinich et al. 2004). Dieses Modell lässt sich auch durch den Fehler-Term erweitern, damit die Unsicherheit der ideologischen Position berücksichtigt wird: E[U i (π j )] = 2(1 − β )π j z i − β [(π j − z i ) 2 + σ 2j ] .

52

(14)

Man beachte, dass bei der Richtungskomponente die Unsicherheit der Position keinen Unterschied macht, da dort kein ej(π)2 entstehen kann.3 2.4 Der nonpolicy-Faktor In herkömmlichen räumlichen Modellen sind nur die policy-Positionen der Parteien und der Wähler für die Wahlentscheidung ausschlaggebend. Die Parteien optimieren ihre policy-Position, um möglichst viele Stimmen zu bekommen. Realistisch gesehen ist aber der Handlungsspielraum bei der Positionierung im policy-Raum für die einzelnen Parteien nicht uneingeschränkt. Denn es gibt auch Gegebenheiten, die Parteien nicht direkt beeinflussen können. Diese Faktoren werden oft als nonpolicy-Faktoren bezeichnet (Adams et al. 2005). Ein typisches Beispiel für einen nonpolicy-Faktor sind bestimmte Eigenschaften einzelner Wähler, wie zum Beispiel die langfristige Parteiidentifikation in den USA und die Zugehörigkeit zu bestimmten Sozialgruppen (Klassen, Religionen), die sich nicht kurzfristig durch den Wahlkampf verändern lassen. Um den nonpolicy-Faktor in das Modell zu integrieren, wird hier eine n×J Matrix tij eingeführt. Angenommen, dass die Parteiidentifikation als nonpolicyFaktor gilt, nimmt tij den Wert von 1 an, wenn sich der Wähler i mit der Partei j identifiziert. Ansonsten gelte tij = 0. tij muss jedoch nicht binär sein, sondern kann als Grad der Koalition zwischen der Sozialgruppe, der der Wähler angehört, und der Partei ausgedrückt werden: U i ( j ) = U i (π j ) + btij .

(15)

Dabei ist b das Gewicht dieses nonpolicy-Faktors im Verhältnis zum policy-Faktor. Die Einführung des nonpolicy-Faktors ist auch angesichts der empirischen Validität der räumlichen Modelle von Bedeutung. Das klassische Downsche Modell mit zwei Parteien sagt eine Konvergenz der beiden Parteien in die Mitte voraus, was oft seitens der empirischen Analyse von Parteienpositionen angezweifelt wird (zum Beispiel Iversen 1994). Adams et al. (2005) argumentieren hingegen, dass es sich für eine Partei A nicht lohnt, an die Mitte heranzugehen, wenn die politische Mitte von den Anhängern einer anderen Partei B besetzt ist. Denn die Wähler in der Mitte würden sich trotz der Nähe zu A wegen ihrer lang3

Dies setzt voraus, dass der Nullpunkt auf der ideologischen Dimension, nämlich der Status quo, nicht mit Unsicherheit behaftet ist.

53

fristigen Parteibindung für B entscheiden. So trägt die Berücksichtigung des nonpolicy-Faktors auch zur Erklärung der fehlenden Konvergenz der Parteipositionen bei.4 3.

Rekonstruktion des Wahlergebnisses

In diesem Kapitel wird das Wahlergebnis der Bundestagswahl 2005 auf Basis der bereits dargestellten theoretischen Modelle rekonstruiert. Diese Rekonstruktion erfolgt getrennt für West- und Ostdeutschland aus den folgenden Gründen: Erstens zeigt das Wahlergebnis im Westen und Osten Deutschlands auch 15 Jahre nach der Wiedervereinigung große Unterschiede (siehe Tabelle 1). Tabelle 1: Endgültiges Ergebnis der Bundestagswahl 2005 im Westen und im Osten (Zweitstimme)

SPD Union Grüne FDP Linke.PDS Summe der 5 Parteien Wahlberechtigten Anteil der Summe der 5 Parteien

West Ost Zweitstimme Stimmenanteil Zweitstimme Stimmenanteil 13494029 36,40% 2700636 32,30% 14385963 38,81% 2245086 26,85% 3379648 9,12% 458678 5,49% 3936002 10,62% 712142 8,52% 1874397 5,06% 2243797 26,84% 37070039 100% 8360339 100% 49404562 12166149 74,58% 68,72%

Datenquelle: Bundeswahlleiter. Der Stimmenanteil der Parteien wird auf der Basis der Summe der fünf Parteien berechnet. Die Nachwahl im Wahlkreis Dresden I ist eingerechnet.

4

54

In diesem Zusammenhang wird auch oft von Valenz-Dimensionen gesprochen (Stokes 1963). Die Valenz-Dimension unterschiedet sich vom nonpolicy-Faktor dadurch, dass auf der ValenzDimension alle Wähler dieselbe Position einnehmen (Adams et al. 2005). Typisches Beispiel dafür sind die Bekämpfung der Arbeitslosigkeit, Umweltschutz usw. Außerdem muss die Valenz-Dimension nicht immer ein Sachthema repräsentieren. Auch Kandidateneigenschaften, Kompetenz usw. können als Valenz-Dimension betrachtet werden. Auch diese ValenzDimension wird, wie der nonpolicy-Faktor, ins Spiel gebracht, um die Divergenz der Parteien zu erklären (Schofield 2003; Schofield und Sened 2005).

Daher kann man nicht ausschließen, dass die Parameterkombination für die beiden Teile Deutschlands ziemlich unterschiedlich ist. Zudem sind die Daten, vor allem die Umfragedaten, die hier für die Rekonstruktion verwendet werden, in einer in Ost und West getrennten Stichprobe erhoben. Die separate Rekonstruktion ist deshalb theoretisch konservativer und empirisch praktischer. Im Folgenden werden im Prinzip nur die Ergebnisse der westdeutschen Daten vorgestellt. Solange im Text nicht ausdrücklich erwähnt, kann man davon ausgehen, dass die Ergebnisse bei den ostdeutschen Daten ähnlich aussehen. 3.1 Identifizierung des ideologischen Raums anhand von Wahlprogrammen mit Hilfe von „Wordscore“ Um den ideologischen Raum zu bilden, wird hier auf die Wahlprogramme zurückgegriffen. Somit wird bereits die erste Annahme getroffen: Annahme 1: Die durch Wahlprogramme ermittelten Parteipositionen entsprechen den Positionen der Parteien im ideologischen Raum. Anders als spontane Aussagen von einzelnen Politikern zu spezifischen Themen ist ein Wahlprogramm das Produkt der kollektiven Diskussion zwischen den Parteimitgliedern und umfasst ein breiteres Themenspektrum. Daher kann man nicht leicht von dem bereits öffentlich geteilten ideologischen Bild der Partei abweichen. Empirisch wird auch mehrmals gezeigt, dass aus Wahlprogrammen eine relativ stabile Parteienkonstellation extrahiert werden kann (siehe zum Beispiel Pappi und Shikano 2004).5 Als spezifische Methode zur Bildung des ideologischen Raums wird die computerunterstützte inhaltsanalytische Methode „Wordscore“ eingesetzt. Der Vorzug dieser inhaltsanalytischen Technik besteht zunächst darin, dass sie bewusst zur Identifizierung der Parteipositionen anhand von Wahlprogrammen entwickelt wurde. Um die Positionen gewisser Parteien mit dieser Technik zu 5

Hinich und Munger (1994) schlagen vor, eine faktoranalytische Methode auf Umfragedaten anzuwenden. Dazu sind Variablen zu mehreren Sachthemen in den Umfragedaten notwendig, die für die Bundestagswahl 2005 nicht zur Verfügung stehen. Die hier verfügbaren Umfragedaten wurden im November 2004 erhoben, was noch ein weiteres Problem bei der Anwendung faktoranalytischer Methoden bereiten würde. Eine Rekonstruktion des Wahlergebnisses im September 2005, die allein auf solch alte Erhebungen gestützt ist, benötigt ziemlich starke Annahmen über die Stabilität des ideologischen Raums. Daher wird hier nicht dieses Verfahren verwendet, sondern auf die Wahlprogramme zurückgegriffen.

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ermitteln, benötigt man außer den zu ermittelnden Wahlprogrammen (Virgintexte) auch andere Wahlprogramme (Referenztexte), deren Positionen (Referenzpositionen) auf einer a priori angenommenen ideologischen Dimension bekannt sind. Anhand der Referenztexte und der Referenzpositionen wird zunächst allen dort verwendeten Wörtern jeweils ein Positionswert (Wordscore) zugeordnet. Diese Werte werden dann auf die Wörter im Virgintext übertragen, damit die Verteilung der Positionswerte für die einzelnen Virgintexte gebildet werden kann. In diesem Prozess ist die für andere inhaltsanalytische Methoden übliche Kodierungsarbeit der Wahlprogramme nicht notwendig, was viel weniger Aufwand für die Analyse bedeutet. Zudem wird auch der Standardfehler für die geschätzte Parteiposition berechnet, damit ein Konfidenzintervall gebildet werden kann. Dies ist für den vorliegenden Beitrag von Bedeutung, da damit auch die Unsicherheit der Parteiposition im ideologischen Raum berücksichtigt werden kann (zu weiteren Einzelheiten vergleiche Laver et al. 2003). Wie bereits erwähnt, fordert diese Methode, dass die Dimensionalität des zu ermittelnden Raums a priori bestimmt wird. Hier wird deshalb eine weitere Annahme getroffen: Annahme 2: Der ideologische Raum besteht aus zwei Dimensionen: Wirtschafts- und Gesellschaftspolitik. Die Zweidimensionalität gilt als Standarddarstellung des deutschen Parteiensystems (zum Beispiel Rudzio 2003: 158) und wurde mehrmals empirisch bestätigt (Laver und Hunt 1992; Pappi und Shikano 2004). Zudem dominierten laut verschiedener Meinungsinstitute Themen in den beiden Bereichen, aber vor allem Themen der Wirtschaftspolitik, den Wahlkampf 2002, während weitere Bereiche, wie Außenpolitik oder Umweltpolitik zum Beispiel laut Politbarometer nicht in den zehn wichtigsten Themen auftauchen. Für die konkrete Schätzung wurden die Wahlprogramme der Parteien bei der Bundestagswahl 2005 als Virgintexte verwendet. Als Referenztexte werden hier die Wahlprogramme der Bundestagswahl 2002 verwendet. Die Positionen der Referenztexte werden Pappi und Shikano (2004) entnommen, die mit Hilfe faktoranalytischer Methoden und den „Comparative Manifesto Project“-Daten (Budge 2001) die Positionen der Wahlprogramme ermittelt haben. Die Identifizierung des Status quo ist zudem notwendig, um die Richtungskomponente des policy-Nutzens zu bestimmen. Dieser wurde als Mittelwert der Position aller Parteien ermittelt, wobei jede Position durch den prognostizierten

56

Stimmenanteil gewichtet wurde.6 Im US-amerikanischen Anwendungsfall wäre der Status quo der Position des amtierenden Präsidenten zuzuordnen. Analog dazu könnte man auch in der Bundesrepublik den Status quo allein mit den Positionen der Regierungsparteien SPD und Grüne ermitteln. Dies ist jedoch angesichts der konsensdemokratischen Spielregel bzw. der föderalen Struktur des politischen Systems der Bundesrepublik nicht realistisch. Annahme 3: Der Status quo ist der gewichtete Mittelwert der Parteipositionen, wobei das Gewicht der einzelnen Parteien jeweils dem erwarteten Stimmenanteil entspricht. Abbildung 2 zeigt die geschätzte Position der Parteien mit ihrem Konfidenzintervall (95%-Niveau). Das Ergebnis von Wordscore zeigt, dass das Wahlprogramm der Linkspartei den größten Standardfehler auf den beiden Dimensionen aufweist. Die Grünen und die FDP haben hingegen die geringste Unsicherheit für ihre geschätzte Position. Die Skala wird vom ursprünglichen Ergebnis von Wordscore so verschoben, dass der Nullpunkt der beiden Dimensionen dem Status quo entspricht. Die Konstellation zeigt eine gewisse Eindimensionalität mit Ausnahme der beiden bürgerlichen Parteien. Auf der wirtschaftspolitischen Dimension findet man eine marktliberale Position der FDP rechts von der CDU/CSU, während die FDP auf der gesellschaftspolitischen Dimension eine progressive Position links der CDU/CSU einnimmt. In dieser leichten Zweidimensionalität findet man zwar die Spur dessen, was Laver und Hunt (1992) als Benelux-Konstellation bezeichnen, jedoch ist die Position der FDP auf der Gesellschaftsdimension deutlich rechter geworden, sodass die Parteikonstellation eher von einer Eindimensionalität geprägt ist.

6

Verwendet wurde die Prognose der Forschungsgruppe Wahlen am 9. September 2005, wonach die SPD 34%, Union 41%, die Grünen 7%, FDP 7%, die Linke 8% der Zweitstimmen erhalten sollten.

57

Abbildung 2:

Parteipositionen im ideologischen Raum

3.2 Projizierung von Wählern in den ideologischen Raum anhand von Umfragedaten Um die Position der Wähler in den ideologischen Raum zu projizieren, benötigt man nach dem Modell von Hinich und Munger (1994) die Idealpunkte der Wähler zu spezifischen Sachthemen (xik), sowie individuelle Übersetzungsparameter zwischen den Sachthemen und der Ideologie (vik). Um die individuellen Übersetzungsparameter zu erhalten, misst man am besten die Wahrnehmung der Parteien zu den Sachthemen (ωijk).

58

Für die Bundestagswahl 2005 steht hier ein Datensatz zur Verfügung, der durch eine Umfrage im November 2004 erhoben wurde.8 Annahme 4: Die Einstellungen der Wähler zu den beiden Sachthemen wi bleiben zwischen November 2004 und September 2005 stabil. Dies scheint eine starke Annahme zu sein. Es sei jedoch beachtet, dass hier nicht angenommen wird, dass die Parteipositionen im ideologischen Raum (πj) im genannten Zeitraum gleich bleiben. πj wird, wie bereits dargestellt, unabhängig von den Wahlprogrammen extrahiert, die erst nach der Parlamentsauflösung im Mai 2005 beschlossen wurden. Bei der Projizierung der Wähleridealpunkte in den ideologischen Raum werden diese aktuellen Positionen einbezogen, sodass diese Annahme weniger problematisch wird. Für die Projizierung werden die wahrgenommenen Positionen der Parteien bzw. die eigene Präferenz der Wähler zu folgenden beiden Themen einbezogen: Umfang des Sozialstaates und Beitritt der Türkei zur EU. Zum sozialstaatlichen Thema wurde die folgende Frageformulierung verwendet: In Deutschland wird zur Zeit viel über die Finanzierung der sozialen Sicherungssysteme, also über die Arbeitslosen-, Kranken- und Rentenversicherung sowie die Sozialhilfe gesprochen. Die einen wollen eher die Steuern und die Beiträge zur Sozialversicherung senken, auch wenn der Leistungsumfang der sozialen Sicherungssysteme dann verringert werden muss. Die anderen wollen eher die Steuern und die Beiträge zur Sozialversicherung erhöhen, um den Leistungsumfang der sozialen Sicherungssysteme möglichst zu erhalten. Was meinen Sie, … sollen die Steuern und die Beiträge zur Sozialversicherung eher gesenkt werden, auch wenn der Leistungsumfang der sozialen Sicherungssysteme dann verringert werden muss, oder sollen die Steuern und die Beiträge zur Sozialversicherung eher erhöht werden, um den Leistungsumfang der sozialen Sicherungssysteme möglichst zu erhalten?

8

Die Befragung wurde von der Forschungsgruppe Wahlen zwischen dem 25. Oktober und dem 4. November 2004 durchgeführt. Insgesamt wurden 1212 Personen befragt, 809 davon im Westen und 403 im Osten. Die Stichprobe wurde zunächst als Haushaltsstichprobe nach einem Random-Dialing-Verfahren gezogen, um dann in einem Kontaktgespräch zufällig eine Person im Haushalt als Zielperson für das Interview zu ermitteln. Diese Befragung wurde als Exklusivstudie für ein Projekt durchgeführt, das Franz Urban Pappi und der Autor mit finanzieller Unterstützung des Mannheimer Zentrums für Europäische Sozialforschung leiteten.

59

Die Befragten machten Ihre Angaben anhand einer 7er Skala, mit der ωj bzw. xi ermittelt werden. Zur Türkei-Frage wurde die folgende Frageformulierung verwendet: Zu einem anderen Thema: Die Türkei strebt die Mitgliedschaft in der Europäischen Union an. Sind Sie … eher dafür, dass die Türkei in die Europäische Union aufgenommen wird, oder sind Sie eher dagegen? Und was meinen Sie, welche deutschen Parteien sind am ehesten für eine Aufnahme der Türkei in die Europäische Union?

Zur Position der Parteien konnten die Befragten bis zu drei Parteien jeweils als Befürworter und Gegner angeben. Von dieser Variablen kann man eine 3er Skala mit den Positionen „für den Beitritt“, „neutral“ und „dagegen“ bilden. Mit dieser Skala werden zu diesem Thema ωj bzw. xi ermittelt. In der folgenden Analyse wird die wirtschaftliche Dimension auf das sozialstaatliche Thema und die gesellschaftliche Dimension auf die Türkei-Frage separat bezogen. Annahme 5: Das sozialstaatliche Thema entspricht der Wirtschaftsdimension, die Türkei-Frage entspricht der Gesellschaftsdimension. Der Beitritt der Türkei zur EU könnte ebenfalls als wirtschaftliches Thema angesehen werden, denn tatsächlich sind mögliche wirtschaftliche Auswirkungen des Beitritts auf die gesamte EU ein wichtiger Streitpunkt bei diesem Thema. Auf der anderen Seite wird in diesem Zusammenhang stärker über Menschenrechte sowie kulturelle und religiöse Aspekte diskutiert, die eng mit der gesellschaftlichen Dimension verbunden sind. Zudem ist auch bekannt, dass sich die wirtschaftsliberale FDP, die aber auf der gesellschaftlichen Dimension etwas links von der CDU/CSU positioniert ist, weniger deutlich gegen den Türkeibeitritt aussprach als die CDU/CSU. Insofern scheint es gerechtfertigt zu sein, dass dieses Thema der Gesellschaftsdimension zugeschrieben wird.9 Da wir ein Sachthema pro ideologischer Dimension annehmen, ist die Ermittlung der Idealpunkte recht einfach. Zunächst wird die folgende Regressi-

9

60

Die Türkei-Frage wird hier nicht auf die außenpolitische Dimension bezogen, da dieser Politikbereich sowohl in der Wählerwahrnehmung als auch im Wahlprogramm viel weniger präsent als die Wirtschafts- und Gesellschaftspolitik ist. Die Außenpolitik gilt hier nicht als ideologische Dimension im Sinne des Modells, auf die sich die Rekonstruktion stützt.

onsanalyse für alle Befragten i bei den beiden Sachthemen getrennt durchgeführt: wij = β i 0 + β i1π j .

(16)

Das für einzelne Befragte geschätzte βi0 und βi1 entspricht jeweils bi und vi in den Gleichungen 1 und 5. Die Position der einzelnen Befragten wird mit den geschätzten Parametern auf den beiden ideologischen Dimensionen getrennt identifiziert: zi =

xi − β 0

β1

.

(17)

Abbildung 3 zeigt die Verteilung der Idealpunkte der westdeutschen Wähler und die bereits aus den Wahlprogrammen extrahierten Positionen der Parteien im ideologischen Raum. Die Parteikonstellation scheint eher die Voraussage des Parteienwettbewerbs nach dem Nähe-Modell zu bestätigen als die nach dem Richtungsmodell. Denn zumindest die beiden großen Parteien befinden sich eher in der Mitte der Wählerverteilung, wie das Nähe-Modell voraussagt, als am Rande, wie das Richtungsmodell voraussagt. Auch der Versuch von Seiten des Nähe-Modells zu erklären, warum die politische Mitte nicht besetzt ist (Schofield und Sened 2005; Schofield 2003), scheint zumindest an dieser Stelle überflüssig zu sein. Durch die beiden gepunkteten Linien, die sich über den Status quo (Nullpunkt) kreuzen, lassen sich die Wähler den Quadranten entsprechend in vier Gruppen aufteilen. Die größte Gruppe stellen dabei die Wähler im ersten Quadrant (29,5%), wo sich die beiden bürgerlichen Parteien positionieren.10 Im dritten Quadrant mit drei linken Parteien ist die zweitgrößte Wählergruppe (24,8%). Die sonstigen Wähler verteilen sich mit 23,8% auf den vierten bzw. mit 21,9% auf den zweiten Quadranten.11

10 Dies bedeutet allerdings nicht unbedingt die Dominanz der bürgerlichen Parteien, wenn man die Nähe-Komponente der policy-Nutzen berücksichtigt. Die SPD befindet sich näher dem Status quo als die CDU/CSU, sodass auch die Wähler im ersten Quadranten die SPD wählen können. 11 In Ostdeutschland fällt dieses Verhältnis günstiger für die linken Parteien aus. Im dritten Quadranten befinden sich 30,8% der Wähler, während die Wählergruppe im ersten Quadranten 29,7% ausmacht. Im zweiten bzw. vierten Quadranten finden sich jeweils 22,4% und 17,1% der Wähler.

61

Abbildung 3:

Idealpunkte der westdeutschen Wähler im ideologischen Raum

Um die Verteilung anschaulicher zu machen, wurden jeweils die X- bzw. Y-Werte der einzelnen Idealpunkte der Wähler mit einer zufällig ausgewählten Zahl zwischen -0,1 und +0,1 addiert. Diese Randomisierung wird nur für diese Abbildung und Abbildung 5 vorgenommen. Für die folgenden Analysen wird die tatsächliche Position verwendet. Die gestrichelten Linien zeigen den durch ihre Sitzzahl gewichteten Mittelwert der Parteienpositionen. Die Kreuzstelle der beiden Linien wird in folgenden Analysen als Status quo verwendet.

62

3.3 Schrittweise Rekonstruktion des Wahlergebnisses Anhand der Positionen der Wähler und der Parteien in Abbildung 3 kann man unterschiedliche Wahlergebnisse rekonstruieren. Hier wird im Rahmen der Zufallsnutzentheorie angenommen, dass sich der policy-Nutzen aus zwei Komponenten, Vi(j) und Ei,j, zusammensetzt, wobei Vi(j) die systematische Komponente und Ei,j ein unbeobachtbarer Fehler ist. Da man es an dieser Stelle mit empirischen Daten zu tun hat, sollte man stets auch unbeobachtbare Komponenten berücksichtigen. Der policy-Nutzen eines Wählers i von einer Partei j wird nun, vom vereinigten Modell der Wahlentscheidung ausgehend, wie folgt definiert: U i ( j ) = Vi ( j ) + Eij

(18)

= 2(1 − ß )U Ri + βU Ni + E ij

(19)

U Ri (π j ) = µ (π jW z iW ) + (1 − µ )(π jG z iG ) 2

(20)

U Ni (π j ) = − µ (π jW − ziW ) 2 − (1 − µ )(π jG − z iG ) 2

(21)

W und G steht jeweils für die Wirtschafts- bzw. Gesellschaftsdimension. Die Wahrscheinlichkeit, dass ein Wähler i eine Partei j wählt, hängt von der Verteilungsform von Eij ab. Eine in der Wahlforschung geläufige Annahme dazu ist, dass Eij unabhängig identisch Gumbelverteilt ist, was das Logit-Modell ergibt (Maier und Weiss 1990: 135-45). Folglich lässt sich die Wahlwahrscheinlichkeit wie folgt ausdrücken: Pi ( j ) =

e vi ( j ) . ∑ j e vi ( j )

(22)

Hier wird angenommen, dass die Summe der Wahlwahrscheinlichkeiten aller Parteien gleich eins ist. Dies bedeutet, dass es keine Stimmenthaltung gibt, was vor allem angesichts der Verteilung in Abbildung 3, in der sich viele Wähler außerhalb des Parteienspektrums befinden, nicht realistisch ist. Deshalb wird eine zusätzliche Annahme bezüglich der Wahlbeteiligung gemacht:

63

Annahme 6: Je weiter entfernt die Wähler und die Parteien voneinander sind, desto geringer soll die Wahrscheinlichkeit werden, dass überhaupt gewählt wird (Entfremdungseffekt). Pi(j) wird deshalb durch den Abstand zwischen dem Wähler i und der Partei j entsprechend diskontiert. An dieser Stelle wird die folgende Funktion zur Diskontierung angenommen: 1

Pi ( j ) = Pi ( j ) × e

(

U Ni

γ

)2

.

(23)

In dieser Funktion bleibt der Zusammenhang zwischen der Wahlwahrscheinlichkeit einer Partei und dem quadrierten Abstand zu der Partei (UNi) monoton. Dieser ist nicht linear (siehe Abbildung 4), da die Wahlwahrscheinlichkeit einen Wert zwischen null und eins einnimmt. Außerdem reduziert sich die Wahlwahrscheinlichkeit bei einem geringen Abstand nur zögerlich, was realistisch zu sein scheint, wenn man die Unsicherheit der Parteiposition berücksichtigt. γ ist der Parameter für die Sensitivität für die Stimmenthaltung. Je kleiner γ wird, desto kleiner wird die Wahlwahrscheinlichkeit mit demselben Abstand zwischen Wählern und Parteien. Bei der Rekonstruktion von Wahlergebnissen werden zunächst nur zwei Parameter variiert. Erstens wird das Wichtigkeitsverhältnis zwischen den Sachthemen variiert, wobei µ Werte zwischen null (allein die Türkei-Frage ist ausschlaggebend) und eins (allein der Umfang des Sozialstaates ist entscheidend) annimmt. Zweitens wird das Verhältnis der beiden Komponenten, Nähe- und Richtungsmodell variiert, was durch den β-Parameter zum Ausdruck kommt. Um zu sehen, wie gut die rekonstruierten Ergebnisse das tatsächliche Ergebnis replizieren, wird hier der „Least-Square-Index (LSq)“ berechnet:

LSq =

64

∑ (vˆ

j

− v j )2 2

.

(24)

Abbildung 4:

Diskontierung der Wahlbeteiligung durch die Distanz und den γ-Wert

vˆ j ist der rekonstruierte Stimmenanteil der fünf Parteien bzw. die Wahlbeteiligung und vj ist der tatsächliche Stimmenanteil bzw. die tatsächliche Wahlbeteiligung. Je kleiner der Least-Square-Index ist, desto kleiner ist die Abweichung zwischen dem tatsächlichen und dem rekonstruierten Ergebnis. Die Güte der Rekonstruktion wird somit auf aggregierter Ebene betrachtet. Dies ist unvermeidbar, da hier keine zuverlässigen Daten für die individuelle Wahlentscheidung zur Verfügung stehen. Die hier eingesetzten Umfragedaten wurden im November 2004 erhoben, wobei die dortige Sonntagsfrage eine große Abweichung vom realen Ergebnis der Bundestagswahl aufweist.

65

Tabelle 2: Ausschließlich mit dem policy-Nutzen rekonstruierte Wahlergebnisse LSq 29,474 26,482 23,853 29,668 25,278 21,747 31,562 27,020 23,484

µ 0,0 0,0 0,0 0,5 0,5 0,5 1,0 1,0 1,0

β 0,0 0,5 1,0 0,0 0,5 1,0 0,0 0,5 1,0

turnout 84,9% 85,0% 85,0% 75,4% 75,4% 75,4% 75,4% 86,0% 86,0%

SPD 10,9% 12,8% 14,8% 13,5% 16,1% 18,7% 13,2% 15,8% 18,1%

Union 21,9% 23,6% 25,1% 18,2% 20,8% 23,3% 16,6% 19,4% 22,2%

Grüne 18,9% 18,1% 17,1% 19,8% 18,9% 17,5% 17,7% 17,5% 16,6%

FDP 18,7% 20,7% 22,6% 18,4% 20,9% 23,2% 20,2% 22,5% 24,6%

Linke 29,5% 24,8% 20,4% 30,1% 23,3% 17,4% 32,3% 24,8% 18,6%

Fixierter Parameter: γ = 15.

In Tabelle 2 sind Wahlergebnisse zusammengestellt, die durch Kombinationen der beiden Parameter rekonstruiert sind.12 Vergleicht man die Ergebnisse nach dem Wichtigkeitsverhältnis der beiden Dimensionen (µ), dann profitieren SPD und FDP tendenziell von der Wirtschaftsdimension, während Union und Grüne im Wahlkampf mit einem Schwerpunkt auf der Gesellschaftsdimension mehr Stimmen erwarten können. Bei der Linkspartei ist der Zusammenhang mit den beiden Dimensionen nicht so deutlich zu erkennen. Der Stimmenanteil der Linkspartei hängt vielmehr vom β-Parameter ab. Wenn die Wähler nach der policy-Richtung ihre Entscheidung treffen (β = 0), erhält die Linkspartei mehr Stimmen. Das Umgekehrte gilt für die SPD, die Unionspartei und die FDP. Diese Parteien haben mehr Chancen, wenn die Wahlentscheidung der policyNähe entspricht (β = 1). Dieses Verhältnis ist, abgesehen von der FDP, nachvollziehbar angesichts der zentralen Position der beiden großen Parteien und die der Linkspartei am linken Rand (Abbildung 2). Orientiert man sich am LSq-Wert, liefert das Nähe-Modell (β = 1) mit gleich wichtigen Sachthemen (µ = 0,5) die beste Übereinstimmung mit dem tatsächlichen Ergebnis (LSq = 21,747). Dabei wird davon ausgegangen, dass die Parteipositionen im ideologischen Raum keine Unsicherheit haben. Wir können aber auch hier beim policy-Nutzen der Partei j in der Nähe-Komponente die Unsicherheit der Parteipositionen (σ2) berücksichtigen:

12 γ wird hier auf 15 gesetzt.

66

U ' Ni (π j ) = − µ[(π jW − ziW ) 2 + a1σ W2 ] − (1 − µ )[(π jS − ziS ) 2 + a1σ S2 ]

(25)

Für σ2 wird jeweils die von Wordscore geschätzte Fehlervarianz der Wahlprogramme auf jeder Dimension verwendet. Dies wird bei der Rekonstruktion des Wahlergebnisses durch den Parameter α1 gewichtet berücksichtigt. In Tabelle 3 sind die rekonstruierten Wahlergebnisse mit verschiedenen α1 zusammengestellt. Dabei wird die Kombination mit der besten Modellanpassung in Tabelle 2 verwendet (µ = 0,5 und β = 1). Wie bereits beobachtet, haben die Grünen und die FDP die geringste Unsicherheit der ideologischen Position. Deshalb steigt der Stimmenanteil der beiden Parteien mit zunehmendem Gewicht dieses Faktors. Tabelle 3: Rekonstruierte Wahlergebnisse mit Berücksichtigung der Unsicherheit von Parteienpositionen LSq 21,747 29,149 38,013 44,438 48,806 51,772

α1 0,0 0,1 0,2 0,3 0,4 0,5

turnout 75,4% 75,4% 75,3% 75,3% 75,3% 75,3%

SPD 18,7% 17,6% 13,8% 9,9% 6,7% 4,4%

Union 23,3% 16,2% 9,9% 5,6% 3,0% 1,6%

Grüne 17,5% 29,7% 39,0% 45,7% 50,8% 55,1%

FDP 23,2% 30,6% 35,7% 38,5% 39,3% 38,9%

Linke 17,4% 6,0% 1,5% 0,3% 0,1% 0,0%

Fixierte Parameter: µ = 0,5; β = 1; γ = 15.

Die Ergebnisse von Tabelle 2 bzw. 3 zeigen deutlich, dass die beiden großen Parteien zu wenig Stimmen und die kleineren Parteien zu viele Stimmen erhalten. Dies ist ein typisches Problem, wenn man räumliche Modelle auf die Bundesrepublik anwendet. Um das tatsächliche Ergebnis der Bundestagswahl zu replizieren, ist es deshalb unverzichtbar, die oben angesprochenen nonpolicyFaktoren zu berücksichtigen. Der nonpolicy-Faktor lässt sich wie folgt hier berücksichtigen: U i ( j) = e

( 2 (1− β )U R + β U N ' + a 2 t ij )

(26)

Hier stellt sich die Frage, womit tij gemessen werden soll. Typischerweise wird in den USA die Parteiidentifikation verwendet (zum Beispiel Adams und

67

Merrill III 1999). Das Konzept der Parteiidentifikation ist aber hier insofern problematisch, als sie zumindest in der Bundesrepublik von kurzfristigen politischen Debatten beeinflussbar ist, während hier versucht wird, einen nicht von Parteien direkt zu beeinflussenden nonpolicy-Faktor zu operationalisieren. Im deutschen Kontext scheint es deshalb angebracht, dieses Konzept durch die politisierte Sozialstruktur zu ersetzen (Pappi und Shikano 2002). Um tij konkret zu berechnen, wird hier das Ergebnis von Pappi und Shikano (2002) herangezogen. Die Autoren modellieren die Wahlabsicht zwischen 1983 und 1998 durch die Zugehörigkeit zu Sozialgruppen, die für die politisierte Sozialstruktur relevant sind. Die geschätzten Koeffizienten werden auf die Umfragedaten, die hier für die Rekonstruktion analysiert werden, übertragen, damit tij berechnet werden kann.13 Annahme 7: Es besteht eine stabile politisierte Sozialstruktur in der Bundesrepublik, wobei die politisierte Sozialstruktur unter der Kohl-Regierung auch bei der Bundestagswahl 2005 bestehen bleibt. Während die Existenz einer stabilen politisierten Sozialstruktur zum Beispiel von Pappi und Shikano (2002) empirisch belegt wird, könnte die empirische Gültigkeit der gemeinsamen politisierten Sozialstruktur unter der Kanzlerschaft Kohls und Schröders bezweifelt werden. Es gibt aber auch Argumente dafür, dass eine Kontinuität in dieser Hinsicht vor und nach 1998 existiert. Bei der Abgrenzung zwischen stabilen Phasen argumentieren Pappi und Shikano (2002: 448), dass man die Koalitionslage als mittelfristig stabilen Faktor berücksichtigen soll. Anlässlich der Bundestagswahl 1998 wurden in der Geschichte der Bundesrepublik zum ersten Mal die Regierungsparteien komplett ausgewechselt. Die schwarz-gelbe und rot-grüne Kombination blieben jeweils unversehrt und damit das Schema der Auseinandersetzung zwischen Rot-Grün und Schwarz-Gelb bei der Bundestagswahl 2005 beibehalten. Es scheint deshalb weniger problematisch zu sein, dass man die politisierte Sozialstruktur unter der Kanzlerschaft Kohls auf die Bundestagswahl 2005 überträgt.

13 Die verwendeten Koeffizienten findet man in Anhang A1 und A2 in Pappi und Shikano (2002). Für die westdeutschen Befragten wird die gemeinsame Konstante für die FDP und die Grünen auch für die PDS angewandt, die in der Analyse der westdeutschen Daten von Pappi und Shikano (2002) nicht berücksichtigt wird. Analog dazu wird für die ostdeutschen Befragten die Konstante für die PDS auch für die Grünen und die FDP angewandt. Zudem wird eine zeitspezifische Konstante für 1998 verwendet, sodass nicht die politisierte Sozialstruktur von 1980, sondern die von 1998 in die Analyse einfließt.

68

Tabelle 4: Normalwahl auf Basis der politisierten Sozialstruktur 2005 West Ost

SPD 43,4% 43,9%

Union 35,8% 35,8%

Grüne 7,8% 2,0%

FDP 8,2% 2,0%

Linke 4,7% 16,4%

Tabelle 4 zeigt das nur mit dem nonpolicy-Faktor rekonstruierte Wahlergebnis, nämlich die Normalwahl. Es zeigt deutlich, dass die beiden großen Parteien mit größeren Sozialgruppen eine stabilere Koalition bilden als die kleinen Parteien. So kann man hoffen, dass dieser nonpolicy-Faktor das stark zugunsten der kleineren Parteien ausgefallene Ergebnis in Tabelle 3 realitätsnah korrigieren kann. Dies ist tatsächlich in Tabelle 5 zu finden, wobei α2 = 0,9 viel kleinere Abweichungen vom realen Bundestagswahlergebnis realisiert (LSq = 3,929). Im Osten bringt hingegen der Wert von 0,5 die kleinste Abweichung. Tabelle 5: Rekonstruierte Wahlergebnisse mit nonpolicy-Faktoren LSq 21,747 19,279 16,796 14,337 11,942 9,660 7,554 5,736 4,418 3,929 4,372 5,388 6,613 7,870 9,085 10,225

α2 0,0 0,1 0,2 0,3 0,4 0,5 0,6 0,7 0,8 0,9 1,0 1,1 1,2 1,3 1,4 1,5

turnout 75,4% 75,4% 75,4% 75,4% 75,4% 75,3% 75,3% 75,3% 75,3% 75,2% 75,2% 75,1% 75,1% 75,1% 75,0% 75,0%

SPD 18,7% 20,7% 22,8% 25,0% 27,3% 29,5% 31,8% 34,0% 36,1% 38,2% 40,2% 42,1% 43,8% 45,5% 47,0% 48,4%

Union 23,3% 25,0% 26,7% 28,3% 29,8% 31,2% 32,5% 33,6% 34,6% 35,5% 36,3% 36,9% 37,4% 37,8% 38,2% 38,5%

Grüne 17,5% 16,7% 15,9% 15,0% 14,1% 13,2% 12,3% 11,4% 10,5% 9,7% 8,8% 8,0% 7,3% 6,6% 6,0% 5,4%

FDP 23,2% 21,4% 19,7% 18,0% 16,3% 14,7% 13,3% 11,9% 10,6% 9,5% 8,4% 7,5% 6,7% 5,9% 5,2% 4,6%

Linke 17,4% 16,1% 14,9% 13,6% 12,4% 11,2% 10,1% 9,1% 8,1% 7,1% 6,3% 5,5% 4,8% 4,2% 3,6% 3,1%

Fixierte Parameter: µ = 0,5; β = 1; γ = 15; α1 = 0.

69

3.4 Simultane Optimierung der Parameterkombination In einem weiteren Schritt wird versucht, alle Parameter gleichzeitig zu optimieren, um das reale Wahlergebnis möglichst gut zu rekonstruieren. Man hat dabei fünf Arten (µ, β, γ, α1, α2) der insgesamt neun Parameter, da jetzt das Mischverhältnis der Richtungs- und Nähe-Komponente im policy-Nutzen parteispezifisch variiert (βj). Es gibt keine analytische Garantie, dass es ein globales Minimum des LSq im hochdimensionalen Parameterraum gibt. Deshalb werden hier 10000 Parameterkombinationen im angenommenen Bereich zufällig generiert und für jede Kombination der Vorhersagefehler (LSq) berechnet.14 Von den zufällig generierten Kombinationen werden diejenigen gewählt, deren LSq sich im Konfidenzintervall (95%-Niveau) des besten Wertes des LSq befinden.15 Anhand der ausgewählten Kombinationen als Ausgangsparameter wird der LSq optimiert, wobei die anfänglichen Parameterkombinationen auf eine begrenzte Zahl konvergieren.16 Von ihnen wurden nur diejenigen ausgewählt, deren Parameter im angenommenen Bereich bleiben. Tabelle 6 zeigt die jeweils für West- und Ostdeutschland ermittelte einzige Parameterkombination. Tabelle 6: Die optimierte Parameterkombination und rekonstruierte Ergebnisse Parameter West Ost

LSq µ 0,0005 0,899 0,0015 0,660

βS 0,919 0,744

βC 0,621 0,743

βG 0,514 0,325

βF 0,349 0,156

βP 0,520 0,431

γ 11,2 19,4

α1 0,058 0,063

α2 1,66 1,03

Rekonstruierte Ergebnisse West Ost

turnout 74,58% 68,72%

SPD 36,40% 32,30%

Union 38,81% 26,85%

Grüne 9,12% 5,49%

FDP 10,61% 8,52%

Linke 5,05% 26,84%

Der Parameter µ zeigt, dass bei der Wahlentscheidung der westdeutschen Wähler die wirtschaftliche Dimension eine dominante Rolle gegenüber der gesellschaftlichen Dimension spielte. Interessanterweise ist die Wirtschaftsdi14 Die angenommenen Bereiche für die Parameter sind: 0 ≤ µ ≤ 1, 0 ≤ β ≤ 1, γ ≥ 0, α1 ≥ 0, α2 ≥ 0. 15 Da der Standardfehler des LSq nicht analytisch ermittelbar ist, wird hier der LSq mit der besten Parameterkombination für die 1000 Bootstrapstichproben berechnet, anhand dessen Verteilung der Standardfehler ermittelt wird. 16 Für die Optimierung wird der Befehl „nlm“ im Statistikpaket „R“ eingesetzt.

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mension bei den ostdeutschen Wählern, die mehr von der Sozialreform betroffen zu sein scheinen, weniger ausschlaggebend. Die β-Parameter entsprechen vor allem bei den ostdeutschen Wählern gut der theoretischen Erwartung des vereinigten Modells, wonach der policy-Nutzen der kleinen Parteien wegen der mangelnden Durchsetzungsmöglichkeit im Gesetzgebungsprozess nach dem Richtungsmodell konstruiert wird, und vice versa. Die FDP wird vor allem stark anhand des Richtungsmodells beurteilt. Dies ist auch mit einer Interpretation des überraschenden Zuwachses der FDP konform, wonach viele CDU/CSUAnhänger zugunsten der schwarz-gelben Koalition die FDP gewählt haben sollen. Neben dem policy-Faktor, der hauptsächlich auf der Nähe und der Richtung im ideologischen Raum beruht, spielt auch die politisierte Sozialstruktur als nonpolicy-Faktor in beiden Teilen Deutschlands eine wichtige Rolle. Dabei ist dieser nonpolicy-Faktor im Westen stärker ausschlaggebend als im Osten, was weniger stabile Koalitionen zwischen Parteien und Sozialgruppen im Osten bedeutet. Dies ist durch die unterschiedlichen historischen Hintergründe in West und Ost nachvollziehbar. Die durch den policy- und nonpolicy-Faktor ermittelte Wahlwahrscheinlichkeit einer Partei wird durch die Distanz zwischen den Wählern und der Partei diskontiert. Das Ausmaß dieses Entfremdungseffekts wird durch den γ-Wert ausgedrückt. Der optimierte Wert für die ostdeutschen Wähler (19,4) ist größer als der für die westdeutschen Wähler (11,2). Wenn ein Bürger von einer Partei mit demselben Abstand entfernt ist, würde er sich im Westen mit größerer Wahrscheinlichkeit seiner Stimme enthalten als im Osten (siehe Abbildung 4). Dies ist kontraintuitiv, wenn man die höhere Wahlbeteiligung im Westen berücksichtigt. Dies ist jedoch dadurch erklärbar, dass die westdeutschen Befragten näher an den Parteien im ideologischen Raum verteilt sind, während die ostdeutschen Befragten von den Parteien weiter entfernt sind. Abbildung 5 zeigt die Verteilung der westdeutschen Wähler, die nach der Prognose auf der Basis der Parameterkombination in Tabelle 6 markiert sind. Die Verteilung zeigt deutlich, dass die horizontale Wirtschaftsdimension für die Wahlentscheidung ausschlaggebend ist (µ = 0,899), während sich die einzelnen Wählerschaften auf der vertikalen Gesellschaftsdimension kaum voneinander unterscheiden. Außerdem verteilen sich SPD und CDU/CSU-Wähler in der Mitte des ideologischen Raums, während die Wähler der kleineren Parteien weiter außerhalb verstreut sind, was die bereits angesprochenen β-Parameter veranschaulichen.

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Abbildung 5: Verteilung der Idealpunkte nach der deterministischen Prognose (Westdeutschland)

∆ = SPD-Wähler; ○ = CDU/CSU-Wähler; + = Grünen-Wähler; x = FDP-Wähler; = PDS-Wähler. Hier wird deterministisch prognostiziert, während die bisherige Berechnungen auf der Basis der probabilistischen Prognose gemacht wurden. Deterministisch heißt hier, dass sich jeder Wähler strikt für die Partei mit der größten Wahlwahrscheinlichkeit nach Gleichung 22 entscheidet.

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4.

Simulation

In diesem Abschnitt werden auf Basis der Parameter, die oben das Wahlergebnis rekonstruierten, hypothetische Situationen simuliert. Dabei interessieren uns vor allem die Auswirkungen des Wahlkampfs. Wir beschränken uns hier auf die alten Bundesländer und verwenden die Parameterkombination aus den westdeutschen Daten. Es wird davon ausgegangen, dass die Position der Parteien im Wahlkampf nicht verändert wird. Falls eine Partei im Wahlkampf ihre Position verändert, riskiert sie damit ihre Stimmen, da das theoretische Modell des vorliegenden Beitrags impliziert, dass die Unsicherheit der Parteiposition die Parteien benachteiligen kann. Welche Handlungsmöglichkeiten, die aber nicht zu einer Positionsänderung führen, haben die Parteien dann im Wahlkampf? Das theoretische Modell erlaubt es den Parteien im Wahlkampf, zwei Parameter zu bewegen. Erstens können die Parteien versuchen zu beeinflussen, welche der beiden ideologischen Dimensionen auf der öffentlichen Agenda in den Vordergrund rückt. Dies betrifft den µ-Parameter. Zweitens können die Parteien versuchen, die Unsicherheit der Position anderer Parteien anzuheben. Dies betrifft den α1Parameter. Um die Auswirkung der Wichtigkeit der ideologischen Dimension zu betrachten, werden kontrafaktische Ergebnisse mit verschiedenen µ-Werten erzeugt (Abbildung 6). Die Ergebnisse zeigen, dass die SPD von einem zunehmenden Gewicht der wirtschaftlichen Dimension deutlich profitieren würde. Umgekehrt würden die Grünen mit der Betonung der gesellschaftlichen Dimension mehr Stimmen gewinnen. Die CDU/CSU würde hingegen durch die Hervorhebung der wirtschaftlichen Dimension nicht so deutlich verlieren. Sogar die Dominanz der Gesellschafts- gegenüber der Wirtschaftsdimension würde der CDU/CSU schaden können. Jedenfalls ist die Auswirkung des Wichtigkeitsverhältnisses der ideologischen Dimensionen auf die CDU/CSU sehr gering, wobei das Niveau des Stimmenanteils (37-39%) im Vergleich zu den Prognosen, die verschiedene Institute im Laufe des Wahlkampfs veröffentlichten, niedrig bleibt. Dies deutet darauf hin, dass es noch einen anderen Faktor als die Gewichtsverschiebung zwischen den Dimensionen im Wahlkampf gegeben haben kann. Hier soll deshalb noch eine andere Handlungsmöglichkeit der Parteien in Betracht gezogen werden.

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Abbildung 6:

Auswirkung der Wichtigkeit der Dimensionen (µ) und der Unsicherheit der CDU/CSU-Position (α1c)

Die vertikalen gepunkteten Linien zeigen den optimierten Parameterwert und die danach vorhergesagten Stimmenanteile.

Anders als bei der Betonung einer bestimmten ideologischen Dimension soll sich die Strategie, die Unsicherheit der Position anderer Parteien anzuheben, parteispezifisch auswirken. Hier werden kontrafaktische Ergebnisse durch die Änderung des α1-Werts der beiden großen Parteien erzeugt, da sich der Wahlkampf in der Regel um diese beiden Parteien zuspitzt. Bei der Bundestagswahl 2005 wurde vor allem über das Wahlprogramm der CDU/CSU intensiv debattiert (Erhöhung der Mehrwertsteuer, Gesundheitsprämie usw.). Außerdem brachte der Vorschlag einer Flat-Rate-Tax von Paul Kirchhof die Position der Unionsparteien ins Wanken. Die Abbildungen 6c und 6d zeigen die kontrafaktischen Ergebnisse, die durch die Veränderung des α1 der CDU/CSU erzeugt werden. Die SPD profitiert stark von der unsicheren Position der CDU/CSU, wobei auch die FDP mehr Stimmen gewinnen könnte. Hingegen bleibt eine Auswirkung auf die Grünen und die PDS aus. Dieses Ergebnis sollte an der

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Distanz der jeweiligen Partei zur CDU/CSU liegen. Dass die SPD mehr als die FDP von der Unsicherheit der CDU/CSU profitiert, sollte darauf zurückzuführen sein, dass die FDP stark nach dem Richtungsmodell beurteilt wird. Der Verlust der CDU/CSU und der Zuwachs der FDP erinnern an das überraschende Ergebnis am Wahlabend. Falls diese Parameterkombination tatsächlich hinter dieser Entwicklung gesteckt hätte, dann könnte man daraus schließen, dass die Unsicherheit der CDU/CSU-Position die schwarz-gelbe Koalition verhindert hat. Denn der Zuwachs der FDP hätte nicht den Verlust der CDU/CSU kompensiert, sodass der Gesamtanteil der linken Parteien zugenommen hätte. Wenn man die Unsicherheit der SPD statt die der CDU/CSU verändert, erhält man ein ähnliches Ergebnis mit umgekehrten Vorzeichen. In diesem Fall profitiert die CDU/CSU am meisten von der unsichereren Position der SPD. Auch die Grünen würden wegen ihrer Nähe zur SPD mehr Stimmen gewinnen als die weiteren kleineren Parteien. Die Auswirkung des α1 der kleineren Parteien auf die kontrafaktischen Ergebnisse fällt viel kleiner aus, denn diese Parteien werden eher nach dem Richtungsmodell beurteilt, das nicht von der Unsicherheit der Position beeinflusst wird. 5.

Schlussbetrachtung

Dieser Beitrag rekonstruiert nach dem theoretischen Modell des ideologischen Wählens von Hinich und Munger (1994) das Ergebnis der Bundestagswahl 2005. Im Laufe der Rekonstruktion wurde der Vorzug dieses Modells in zweierlei Hinsicht gezeigt. Erstens wird die Lücke zwischen der theoretischen Annahme der räumlichen Modelle (gemeinsam wahrgenommener Raum) und der empirischen Daten (die individuell unterschiedlichen Wahrnehmungen der Parteipositionen) durch die Einführung des latenten ideologischen Raums überbrückt. So konnten die Umfragedaten theoriegerecht in die Überprüfung der räumlichen Modelle einbezogen werden. Zweitens lässt die Einführung des ideologischen Raums auch zu, zusätzliche Informationen zu den Parteipositionen zu verwenden. Für den vorliegenden Beitrag ist dies vor allem sinnvoll, da die Umfragedaten aus dem November 2004 stammen und deshalb noch zusätzliche aktuelle Informationen notwendig sind. So konnten die aktuelleren Parteipositionen, die aus den Wahlprogrammen extrahiert wurden, in die Analyse integriert werden, um das aktuelle Ergebnis zu rekonstruieren. In diesem Beitrag wird keineswegs behauptet, dass die hier dargestellten Rekonstruktionen des Wahlergebnisses die einzig richtigen seien. Das Ergebnis

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dieses Beitrags setzt eine Reihe von Annahmen voraus, die bereits ausführlich dargestellt wurden. Andere Annahmen können selbstverständlich zu einem anderen Ergebnis führen. Ein Vorteil des vorliegenden Beitrags liegt vielmehr darin, dass die Annahmen in den einzelnen Schritten der Rekonstruktion explizit gemacht wurden. Die Rekonstruktion hängt auch von den Parameterwerten ab. Das vollständige Modell beinhaltet insgesamt neun Parameter. Dies ermöglicht unendliche Kombinationen der Parameterwerte, womit alle möglichen Wahlausgänge rekonstruierbar zu sein scheinen. Dies ist allerdings nicht der Fall, da hier von einem theoretischen Modell ausgegangen wird. Das Modell beschränkt mit den vorhandenen Daten die Parameterkombinationen auf eine begrenzte Zahl möglicher Wahlausgänge. Die hier durchgeführten Simulationen sind insofern einfach, als jeweils nur ein Parameter verändert wird. Simulationen mit simultanen Änderungen mehrerer Parameter, welche den Rahmen dieses Beitrags sprengen würden, sollten sicherlich in Zukunft vorgenommen werden, vor allem wenn man sich für den Effekt der Positionsänderung einzelner Parteien interessiert. Bei der Simulation wird davon ausgegangen, dass die Parteien die Position, die durch das Wahlprogramm zum Ausdruck gebracht wurde, nicht mehr verändern. Dabei wurde angenommen, dass die Parteien nicht riskieren, durch die Positionsänderung die Unsicherheit ihrer Position zu erhöhen. Es ist aber auch denkbar, dass die Parteien dies riskieren, wenn sie durch die Positionsänderung mehr Stimmen erwarten können als die Stimmen, die durch die erhöhte Unsicherheit verloren gehen könnten. Um derartige Simulationen durchzuführen, müssen komplexe Verfahren, wie etwa agentenbasierte Modellierungen (Kollman et al. 1992; Laver 2005), eingesetzt werden. Literatur Adams, James und Samuel Merrill III, 1999: Modeling party strategies and policy representation in multiparty elections: Why are strategies so extreme? American Journal of Political Science 43, 765–91. Adams, James, Samuel Merrill III und Bernard Grofman, 2005: A Unified Theory of Party Competition: A Cross-National Analysis Integrating Spatial and Behavioral Factors. New York: Cambridge University Press. Budge, Ian, 2001: Mapping Policy Preferences: Estimates for Parties, Electors, and Governments 1945–1998. Oxford: Oxford University Press. Downs, Anthony, 1957: An Economic Theory of Democracy. New York: Harper and Row Publishers.

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Die Erklärung der Wahlteilnahme und die Grenzen des Rational-Choice-Ansatzes. Eine Anwendung des Modells der Frame-Selektion Clemens Kroneberg* 1.

Einleitung

Die Teilnahme an Wahlen ist sowohl als einfachster als auch als wichtigster Akt politischer Partizipation in Demokratien bezeichnet worden (Aldrich 1993; Brady et al. 1995). Die Erklärung dieses weit verbreiteten politischen Handelns konstituiert daher gleichsam eine Minimalbedingung, die jede politikwissenschaftlich ambitionierte Handlungstheorie erfüllen sollte. Vor diesem Hintergrund werden die theoretischen Anstrengungen verständlich, die unternommen worden sind, um eine theoriekonforme Erklärung der Wahlteilnahme im Rational-Choice-Ansatz (RC-Ansatz) zu entwickeln (siehe Mensch 1999; Blais 2000; Mueller 2003). Den Ausgangspunkt dieser Arbeiten bildet die klassische Arbeit von Downs (1957), der die Vorstellung nutzenmaximierender Akteure erstmals explizit zur Grundlage einer positiven Theorie der Demokratie machte. Seiner Analyse zu Folge wird sich ein rationaler Akteur nicht an Wahlen in Elektoraten substantieller Größe beteiligen, da seine einzelne Stimme mit an Sicherheit grenzender Wahrscheinlichkeit für den Wahlausgang bedeutungslos ist. Der offensichtliche Widerspruch dieser Folgerung zur relativ hohen empirisch vorfindbaren Wahlbeteiligung bildet das sogenannte Wählerparadoxon. Weit über den politikwissenschaftlichen Anwendungsbereich hinausgehend, steht das Wählerparadoxon im Zentrum der Debatte um den RC-Ansatz. Eine empirische Richtung der Kritik sieht in ihm den Beleg dafür, dass der RCAnsatz nicht der Bedeutung verinnerlichter sozialer Normen gerecht werden kann (unter anderem Elster 1989; Green und Shapiro 1994; Boudon 1998). Danach gründet die Wahlteilnahme offenbar nicht in einem eigeninteressierten Kosten-Nutzen-Kalkül, sondern in der Überzeugung, dass Wählen eine demo*

Eine frühere Version des Artikels wurde im Kolloquium des Arbeitsbereiches A des Mannheimer Zentrums für Europäische Sozialforschung 2004 sowie auf der Jahrestagung des DVPW Arbeitskreises für Handlungs- und Entscheidungstheorie 2005 vorgestellt. Ich danke den Teilnehmern sowie Josef Brüderl, Hartmut Esser, Franz Urban Pappi und zwei anonymen Gutachtern für hilfreiche Anregungen und Kommentare.

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kratische Bürgerpflicht ist (unter anderem Boudon 1998: 825). Diese Kritik konnte jedoch schon früh entkräftet werden, indem RC-Theorien der Wahlteilnahme um nicht-instrumentelle Handlungsgründe erweitert wurden. Danach verhält sich auch ein Wahlberechtigter, dessen Teilnahme durch eine internalisierte Wahlnorm motiviert ist, nutzenmaximierend – man muss lediglich berücksichtigen, dass in sein Entscheidungskalkül offenbar ein Konsumnutzen aus der Befolgung der Wahlnorm eingeht (Riker und Ordeshook 1968). Derartige weite RC-Theorien (Opp 1999) erlauben zwar die empirische Kritik am RC-Ansatz zurückzuweisen; an ihnen hat sich jedoch eine teilweise vehemente wissenschaftstheoretische Kritik entzündet: Der RC-Ansatz verliere auf diese Weise seine Erklärungskraft (Barry 1970: 23; Bohman 1992), sei von empiristischen Vorgehensweisen nicht mehr unterscheidbar (Mensch 1996) und sei nicht einmal mehr prinzipiell falsifizierbar (Bunge 1996: 370; Smelser 1992). Die Debatten um die Grenzen des RC-Ansatzes und die Eigenart normativen Handelns sind also offenbar eng mit der Erklärung der Wahlteilnahme verknüpft und Fortschritte auf diesem Gebiet versprechen somit gleichzeitig, die Debatten einer Lösung näher zu bringen. Im folgenden Beitrag wird eine neue, integrative Erklärung der Wahlteilnahme vorgestellt und empirisch getestet, die Wählen als normatives und Wählen als rationales Handeln als Spezialfälle umfasst. Diese ergibt sich aus einer Anwendung des Modells der Frame-Selektion (MFS), einer allgemeinen Handlungstheorie, deren Grundlagen von Esser (1996; 2001) entwickelt und von Kroneberg (2005) zu einem formalen Modell des Handelns erweitert wurden. Im Zentrum der MFS-Erklärung der Wahlteilnahme steht die Wahlnorm, nach der Wählen in Demokratien eine Bürgerpflicht darstellt. Wahlberechtigte, die diese Norm stark internalisiert haben, nehmen an Wahlen unhinterfragt teil, ohne zwischen Nutzen und Kosten dieser Handlung abzuwägen. Lediglich bei nur schwacher Internalisierung der Wahlnorm werden die übrigen Anreize zur (Nicht-)Teilnahme in die Teilnahmeentscheidung mit einbezogen. Diese Hypothese ermöglicht einen vergleichenden Theorientest zwischen der MFS-Erklärung und den RC-Theorien der Wahlteilnahme (vergleiche Stocké 2004), da letztere bislang von einer einheitlichen Nutzenfunktion ausgehen, also annehmen, dass alle Wahlberechtigten ihre Teilnahmeentscheidung unter Abwägung aller relevanten Anreize treffen. Der Hypothesentest erfolgt in Sekundäranalysen von Daten zur Landtagswahl in Nordrhein-Westfalen von 1995, zur Provinzwahl in British Columbia von 1996 und zur Bundesparlamentswahl in Kanada von 1993.

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Im Folgenden werden zunächst die Erklärung der Wahlteilnahme im RCAnsatz und ihre Kritik dargestellt (2.). Nach einer kurzen Vorstellung des Modells der Frame-Selektion wird es auf die Erklärung der Wahlteilnahme angewendet (3.). Die sich daraus ergebende Hypothese wird der Vorhersage des RCAnsatzes gegenübergestellt (4.). Nach einer Beschreibung der Datengrundlage, Operationalisierungen und Analysestrategie (5.) folgt die Darstellung der empirischen Ergebnisse (6.). Abschließend werden deren Konsequenzen für die erwähnten theoretischen Debatten diskutiert (7.). 2.

Die Erklärung der Wahlteilnahme im Rational-Choice-Ansatz und die „Zwickmühle der Kritik“

Das Wählerparadoxon geht auf das Modell von Downs (1957) zurück, dem ein instrumenteller Rationalitätsbegriff zu Grunde liegt. Die Nutzendifferenz (B = Benefit), die ein Wähler von der Regierungsübernahme seiner Erstpräferenz Partei a im Vergleich zur Partei b erwartet (das sogenannte Parteiendifferential), wird daher mit der Wahrscheinlichkeit p gewichtet, dass die eigene Stimme ausschlaggebend für den Wahlausgang und damit für die Realisierung dieses zusätzlichen Nutzens ist. Als weiterer Anreiz gehen in den Erwartungsnutzen aus der Wahlteilnahme (R = Reward) die Kosten der Teilnahme C ein, worunter etwaige direkte Kosten durch institutionelle Regeln, Entscheidungskosten sowie Opportunitätskosten fallen: R = pB – C. Da in Elektoraten substantieller Größe p faktisch gleich null ist, kann das Modell die dort zu beobachtende Wahlbeteiligung nicht erklären. So oft wie das Wählerparadoxon von der empirischen Kritik am RC-Ansatz als Beleg seines Scheiterns herangezogen wurde, so sehr hat es andererseits die Theorieentwicklung im Rahmen des RCAnsatzes angeregt (siehe Mensch 1999; Mueller 2003). Der entscheidende Schritt zur Lösung des Wählerparadoxons war die Einführung eines Konsumnutzens aus der Wahlteilnahme durch Riker und Ordeshook (1968). Für diesen vom Wahlausgang unabhängigen Nutzen führen die Autoren beispielhaft fünf Quellen an (Riker und Ordeshook 1968: 28-9; Klein 2002: 36): Erstens die erlebte Übereinstimmung des eigenen Verhaltens mit der Wahlnorm, nach der sich Bürger in Demokratien an Wahlen beteiligen sollten, zweitens die Möglichkeit, eine empfundene Loyalität gegenüber dem politischen System zum Ausdruck bringen zu können, drittens der Erlebnis- und Unterhaltungswert der Wahlteilnahme, viertens das Gefühl politischer Wirksamkeit oder Wichtigkeit sowie fünftens die Möglichkeit, seine Präferenz für eine bestimmte politische

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Alternative, etwa eine Partei, auszudrücken. Das erste Motiv ist ein Beispiel dafür, wie die Verhaltensrelevanz internalisierter Normen im Entscheidungskalkül des RC-Ansatzes auf einen Konsumnutzen aus dem normkonformen Handeln reduziert wird (vergleiche Yee 1997: 1018). Das fünfte Motiv ist für die Erklärung der gewählten politischen Alternative entscheidend und wurde systematisch in der Theorie des expressiven Wählens entwickelt (Brennan und Lomasky 1993; Brennan und Hamlin 2000). Ihr zufolge sind nicht die politischen Alternativen selbst Gegenstand der Wahl, sondern diesen entsprechende Möglichkeiten der Präferenzoffenbarung. Der Wähler handelt nicht instrumentell, sondern möchte eine politische Präferenz lediglich zum Ausdruck bringen. Die Erklärung der Wahlteilnahme als nicht-instrumentelles Handeln vermag das Wählerparadoxon zu lösen und ist auch empirisch belegt. So haben sich die Zustimmung zur Wahlnorm und die bekundete Präferenz für eine bestimmte politische Alternative in einer Reihe von Studien als zentrale Prädiktoren der Wahlteilnahme erwiesen (vergleiche unter anderem Blais 2000; Mueller 2003). Wissenschaftstheoretisch kann man die Aufgabe der restriktiven Annahme, dass ausschließlich Präferenzen über erwartete Konsequenzen der Wahlteilnahme verhaltensrelevant sind, als Übergang von einem „engen“ zu einem „weiten“ RC-Ansatz beschreiben (vergleiche Ferejohn 1991: 282; Opp 1999: 173-4). Innerhalb eines weiten RC-Ansatzes kann theoretisch weitgehend offen gelassen werden, welche (instrumentellen und/oder nicht-instrumentellen) Handlungsgründe für die Wahlteilnahme entscheidend sind. Auf diese Weise lässt sich das Wählerparadoxon theoretisch und empirisch lösen und die empirische Kritik am RC-Ansatz zurückzuweisen. Der theoretischen Offenheit weiter RC-Theorien entspricht jedoch ein geringer Informationsgehalt. An ihnen hat sich daher eine teilweise vehemente wissenschaftstheoretische Kritik entzündet: Der RC-Ansatz verliere auf diesem Weg seine Erklärungskraft (Barry 1970: 23; Bohman 1992) und Falsifizierbarkeit, da über die wiederholte Einführung von Nutzentermen letztlich jegliches Verhalten in Einklang mit der (Erwartungs-)Nutzenmaximierungshypothese gebracht werden könne (Bunge 1996: 370; Smelser 1992; Yee 1997: 1018). Empirische Analysen auf der Basis weiter RC-Theorien seien daher auch nicht mehr besonders theoriegeleitet, sondern es würde „eine zusammengewürfelte Menge an Variablen auf ihre Brauchbarkeit anhand von Zusammenhangsmessungen untersucht“ (Mensch 1996: 98). Bildlich gesprochen ist der RC-Ansatz in der Debatte um seine Grenzen somit in eine „Zwickmühle der Kritik“ geraten: Enge RC-Theorien werden dafür kritisiert, dass sie relevante empirische Einflussgrößen aufgrund ihrer zu restriktiven Annahmen nicht erfassen und dadurch bestimmte Verhaltensweisen wie

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die Wahlteilnahme nicht erklären können. Eben dies ermöglichen weite RCTheorien, indem sie restriktive Annahmen wie die ausschließlich konsequenzenbezogener Präferenzen aufgeben. Sie sehen sich aber der entgegengesetzten Kritik ausgesetzt, dass sie in ihren Annahmen zu wenig restriktiv und daher von geringem Informationsgehalt sind. Kurz: Wo die empirische Kritik die Aufgabe substantieller Vorannahmen nahe legt, verlangt die wissenschaftstheoretische Kritik deren Beibehaltung. Es scheint somit, als wären der Universalitätsanspruch des RC-Ansatzes und sein Anspruch auf Informationsgehalt und damit auf Wissenschaftlichkeit nicht miteinander vereinbar. Bezogen auf die Erklärung der Wahlteilnahme hat die wissenschaftstheoretische Kritik an weiten RC-Theorien zu vermehrten Versuchen geführt, das Wählerparadoxon zu lösen, ohne die Annahmen rein instrumentellen Handelns aufzugeben (unter anderem Palfrey und Rosenthal 1983; 1985; Becker 2001; Jankowski 2002). Dabei wurde berücksichtigt, dass die Wahlteilnahme durch subjektive Einflusserwartungen – und nicht durch die objektive Einflusswahrscheinlichkeit – bestimmt wird (Kühnel und Fuchs 1998; Becker 2001; Opp 2001). Eine Rückkehr zu rein instrumentellen RC-Theorien der Wahlteilnahme ist jedoch empirisch nicht gerechtfertigt, da die Erklärungsrelevanz konsumptiver Anreize aus einer Vielzahl von Studien bekannt ist. Statistische Analysen der Wahlteilnahme, die diese Variablen von vornherein ausschliessen, büßen daher weitgehend ihre Aussagekraft ein (Gujarati 2003: 510-1). Dies zeigt beispielhaft das Problem des instrumentalistischen Theorieverständnisses, dem zu Folge es ausreicht, wenn sich Individuen so verhalten, als ob ihr Verhalten durch die theoretisch angenommenen Determinanten verursacht worden wäre. Die wissenschaftstheoretische Unhaltbarkeit dieser Position hat unter anderem Opp (1999: 190-1) aufgezeigt und im Folgenden wird daher davon ausgegangen, dass sowohl enge als auch weite RC-Theorien Annahmen treffen, die prinzipiell empirisch überprüft werden können. Einen alternativen Ausweg aus der Zwickmühle der Kritik ermöglicht das Modell der Frame-Selektion (Kroneberg 2005), auf dessen Basis sich eine integrative Erklärung der Wahlteilnahme entwickeln lässt, welche die weiten RCTheorien als Spezialfall umfasst. Da sich somit selbst für den weiten RC-Ansatz empirische Grenzen bestimmen lassen, kann er gleichzeitig der wissenschaftstheoretischen Kritik entzogen werden.

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3.

Die MFS-Erklärung der Wahlteilnahme

Die Kritik am RC-Ansatz hat in der Politikwissenschaft zur Entwicklung alternativer Akteurskonzeptionen beitragen (March und Olsen 1989; WindhoffHéritier 1991; Scharpf 1997). Diese „neo-institutionalistischen“ Ansätze betonen vor allem die Bedeutung von Institutionen und Normen, deren Wirkung sich nicht auf Erwartungen, Präferenzen oder externe Beschränkungen reduzieren lasse (Yee 1997). Wie jedoch selbst Befürworter dieser theoretischen Umorientierung kritisch einräumen, stellen die entwickelten Konzeptionen regelgeleiteten Handelns kein „systematic theoretical framework as an analytical alternative to rational choice theory“ bereit (Windhoff-Héritier 1991: 36). Eine allgemeine Theorie des Handelns, die in ihren inhaltlichen Grundgedanken weitgehend mit institutionalistischen Ansätzen übereinstimmt, aber gleichwohl die analytische Präzision des RC-Ansatzes bewahrt, ist das Modell der Frame-Selektion (MFS) (Esser 2001; Kroneberg 2005). Dem MFS liegt die Annahme zu Grunde, dass Handeln entscheidend durch mentale Schemata oder mentale Modelle (D’Andrade 1995; Denzau und North 1994) beeinflusst wird. Entsprechend zieht es zwei der Handlungswahl vorgelagerte Prozesse in die Handlungserklärung mit ein: die Definition der Situation, in der ein Akteur einen Frame, das heißt ein mentales Modell der Situation, selegiert, sowie die Selektion eines Skripts, das heißt eines mentalen Programms des Handelns wie etwa Normen oder Routinen. Einer zweiten konstitutiven Annahme des MFS zu Folge variiert die Rationalität, mit der Akteure die Frame-, Skript- und Handlungsselektion vornehmen. In Übereinstimmung mit sozialpsychologischen dual-process Theorien (Chaiken und Trope 1999) geht das MFS von zwei verschiedenen Modi der Informationsverarbeitung aus: Einem reflexivkalkulierenden (rc-)Modus, der dem im RC-Ansatz formalisierten abwägenden Entscheiden entspricht, sowie einem automatisch-spontanen (as-)Modus, in dem Akteure unhinterfragt ein bestimmtes, mental stark verankertes mentales Modell selegieren bzw. befolgen. Sein explanatives Potential zieht das MFS vor allem aus den folgenden Eigenschaften: Erstens gibt es als formalisiertes Modell des Handelns präzise an, wie die verschiedenen Determinanten des Handelns zusammenwirken, und zweitens erklärt es über die sogenannten Modus-Selektionen, unter welchen Bedingungen der as-Modus oder aber der rc-Modus zu erwarten sind. Der automatisch-spontane Modus der Selektion ist danach umso wahrscheinlicher, je geringer die Motivation und die Opportunitäten zur Reflexion, je höher die

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Kosten einer Reflexion und je stärker zugänglich ein mentales Modell ist, das automatisch-spontan selektiert werden kann. Die Erklärung der Wahlteilnahme im Rahmen des MFS erfordert zunächst die Spezifizierung der Frame-, Skript- und Handlungsselektion bzw. der auf diese Selektionen wirkenden Einflussfaktoren.1 Damit ein Akteur eine Wahlteilnahme überhaupt in Erwägung zieht, ist es notwendig, dass er den Tag, an dem die Wahl stattfindet, als Wahltag definiert. Für diesen Prozess der FrameSelektion ist zum einen die mentale Verankerung des relevanten Frames bedeutsam. Es kann davon ausgegangen werden, dass alle wahlberechtigten Bürger als Ergebnis ihrer politischen Sozialisation über ein kognitives Schema für Wahlen verfügen, das angibt, um was es bei einem derartigen Ereignis geht (Becker 2004: 321-4). Erforderlich ist lediglich das Wissen, dass bei einer Wahl der politische Prozess auf einer bestimmten politischen Ebene durch die Stimmabgabe beeinflusst werden kann. Ob die Situation entsprechend diesem Frame definiert wird, hängt zweitens von dessen Aktivierung am Tag der Wahl durch entsprechende Situationsobjekte ab. Dies dürfte unter anderem mit der generellen Bedeutung der Wahl und der damit variierenden Mobilisierung der Bevölkerung, der Mitgliedschaft in sozialen Netzwerken und Organisationen sowie der individuellen Mediennutzung variieren. Da das Wissen um den Wahltag und eine entsprechende Zuwendung von Aufmerksamkeit durch eine Vorwahlbefragung bereits induziert werden, kann der Prozess der Frame-Selektion in der folgenden empirischen Analyse nicht untersucht werden. Es wird vereinfachend von einer vorliegenden Situationsdefinition ausgegangen, dass also den Wahlberechtigten am Tag der Wahl bewusst ist, dass es sich um einen Wahltag handelt. Der Prozess der Skript-Selektion ist für die Teilnahmeentscheidung wenig bedeutsam, da die Situation „Wahltag“ nicht durch normative Ambiguität oder Normkonflikt gekennzeichnet ist: In weitreichend konsolidierten Demokratien wird das in der politischen Sozialisation erlernte und sozial geteilte WahltagSkript die Wahlteilnahme der Bürger in aller Regel normativ vorschreiben. Im Folgenden wird daher vereinfachend meist vom „Internalisierungsgrad der Wahlnorm“ anstatt vom mentalen Verankerungsgrad des Wahltag-Skriptes gesprochen. Theoretisch ist zudem davon auszugehen, dass sich die demokrati1

In der Wahlforschung gibt es in jüngerer Zeit verstärkt Verweise auf das MFS (Thurner 1998: 105-9; Behnke 2001; Klein 2002: 64; Arzheimer und Falter 2003: 578). Eine erste Konzeptualisierung der Wahlteilnahme im Rahmen des MFS hat jüngst Becker (2004) vorgelegt, in der vor allem die Bedeutung der politischen Sozialisation für den Verankerungsgrad der mentalen Modelle herausarbeitet wird. Sie stimmt mit der hier vorgenommenen weitgehend überein. Auf eine allerdings gewichtige Differenz wird am Ende des Abschnittes eingegangen.

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sche Bürgermoral nicht im Vorschreiben der bloßen Wahlteilnahme erschöpft, sondern ein verantwortliches Ausüben des Wahlrechts verlangt (Brennan und Lomasky 1993: 189-90; siehe auch Klein 2002: 55-6, 69-70, 176-7). Dies schließt Verhaltensweisen im Vorfeld der Wahl ein, wie zum Beispielein gewisses Interesse für den Wahlkampf und ein entsprechendes Informationsverhalten. Definiert ein Akteur den fraglichen Tag als Wahltag, so geraten die vom Wahltag-Skript abgedeckten Bestandteile der Wahlteilnahme bis hin zum abendlichen Informieren über den Wahlausgang automatisch ins Bewusstsein (vergleiche Becker 2004: 323). Dass kaum Unsicherheit darüber besteht, welche Handlungen situational angemessen oder sozial verbindlich sind, bedeutet jedoch noch nicht, dass alle Wahlberechtigten der Wahlnorm Folge leisten. Die Handlungsselektion steht im Mittelpunkt der MFS-Erklärung der Wahlteilnahme. Wenn diese Selektion im rc-Modus erfolgt, wägt ein Wahlberechtigter alle relevanten Anreize gegeneinander ab und sein Teilnahmeverhalten hängt schließlich davon ab, ob die Teilnahme oder die Nichtwahl seinen subjektiven Erwartungsnutzen maximiert. Im as-Modus hingegen folgt ein Wahlberechtiger unhinterfragt der Wahlnorm. Welcher Modus der Informationsverarbeitung das Teilnahmeverhalten bestimmt, hängt von der zugehörigen Modus-Selektion ab. Dieser unbewusste Prozess wird im MFS mit Hilfe der SEU-Theorie formalisiert. Es kommt demnach derjenige Modus zur Anwendung, mit dem der größere subjektive Erwartungsnutzen (SEU = Subjective Expected Utility) verbunden ist. Aus der Modellierung lässt sich die folgende Bedingung für den as-Modus ableiten, in dem der Akteur unterhinterfragt die durch das Skript Sk (normativ) geforderte Handlung Aj ausführt (siehe dazu Kroneberg 2005):

(

)

SEU (as - Modus ) ≥ SEU (rc - Modus ) ⇔ G A j S k ≥ 1 − C / pU Diese Ungleichung stimmt mit den erwähnten Ergebnissen der sozialpsychologischen Forschung überein: Automatisch-spontanes Handeln ist umso wahrscheinlicher, je höher die Zugänglichkeit der skript-konformen Alternative Aj (G(Aj|Sk) ∈ [0,1]), je höher die wahrgenommenen Reflexionskosten C und je geringer die Motivation U und wahrgenommenen Opportunitäten p für den rcModus. Die Zugänglichkeit G(Aj|Sk) der skript-konformen Alternative Aj hängt von verschiedenen Faktoren ab und ist umso höher, je eindeutiger die Situation definiert werden konnte, je stärker mit dieser Situationsdefinition das Skript Sk verbunden ist, je stärker dieses generell mental verankert ist und je stärker es die

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Handlungswahl reguliert. Da nur Akteure betrachtet werden, die die Situation eindeutig als Wahltag definieren, da es nur ein entsprechendes Skript gibt, das mit dieser Situationsdefinition automatisch mitaktiviert wird, und da das Wahltag-Skript fast immer die Wahlteilnahme (Aj) vorschreibt, gilt in dieser Anwendung G(Aj|Sk) = ak. Der Parameter ak bezeichnet den Grad der mentalen Verankerung des Wahltag-Skriptes, also den Internalisierungsgrad der Wahlnorm. Weiter kann angenommen werden, dass ein Wahlberechtigter prinzipiell in ausreichendem Maße über die Möglichkeit verfügt, über seine Beteiligungsentscheidung zu reflektieren (p = 1). Die Bedingung, unter der ein Akteur, der den Tag als Wahltag definiert, zur Wahl gehen wird, ohne die Nichtwahl überhaupt in Betracht zu ziehen, vereinfacht sich damit zu ak ≥ 1 – C/U. Ist diese Bedingung erfüllt, so kommt es zur Befolgung der Wahlnorm im as-Modus. Die mental unbewusst abrufbaren Reflexionskosten C und die Motivation zur Reflexion U sind größer als null. Da diese Größen in Umfragen kaum valide gemessen werden können, wird vereinfachend von interindividuell konstantem Verhältnis C/U ausgegangen. Aus der angeführten Ungleichung lässt sich folgern, dass Wahlberechtigte mit einer stark internalisierten Wahlnorm (ak ≥ 1 – C/U) die Handlungsalternative „Wahlteilnahme“ im as-Modus selegieren werden, wohingegen Wahlberechtigte mit einer nur schwach internalisierten Wahlnorm (ak < 1 – C/U) auf Basis einer Kosten-Nutzen-Abwägung entscheiden, ob sich die Wahlteilnahme lohnt. Die Wahlnorm stellt demnach die zentrale Größe für die MFS-Erklärung der Wahlteilnahme dar. Dies ist der entscheidende Unterschied zu der von Becker (2004) vorgelegten Konzeptualisierung, in der die Wahlnorm weder theoretisch noch empirisch in ausreichendem Maße als Erklärungsfaktor berücksichtigt wird.2 Das Konstrukt eines Wahltag-Skripts ist in dieser Arbeit bewusst abstrakt gehalten. Entscheidend ist allein, dass das Skript die Wahlteilnahme normativ vorsieht. Ebenso kann die unbedingte Befolgung der Wahlnorm ein eher traditionales oder eher wertrationales Handeln im Sinne Max Webers darstellen (vergleiche Esser 2003). Worauf es hier allein ankommt, ist die Unbedingtheit der Wahlnormbefolgung im Gegensatz zum zweckrationalen Handeln, dem eine abwägende Wahl unter Heranziehung aller Anreize zu Grunde liegt.

2 Becker erklärt Ost-West-Unterschiede in der Wahlbeteiligung mit Hilfe einer Brückenhypothese, der zufolge der Modus der Wahlteilnahme systematisch zwischen ost- und westdeutschen Wahlberechtigten variiert (Becker 2004: 324). Folglich stellt diese Arbeit keinen Test des MFS dar, sondern eine Anwendung auf ein spezielles Erklärungsproblem, welche die empirische Gültigkeit des MFS voraussetzt.

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Erste Hinweise auf die empirische Gültigkeit der MFS-Erklärung der Wahlteilnahme lassen sich bereits aus früheren Studien gewinnen. So ließ sich der erwartete negative Einfluss schlechten Wetters auf die Wahlteilnahme nur für Wahlberechtigte mit geringer Wahlnormausprägung nachweisen (Knack 1994: 199). Zudem existiert eine Reihe von Studien, die nachweisen, dass die Erklärungskraft rationaler Anreize und anderer Determinanten der Wahlteilnahme bei Befragten mit stark ausgeprägter Wahlnorm kaum mehr besteht oder zumindest deutlich geringer ist als bei solchen mit niedrig ausgeprägter Wahlnorm (Barry 1970: 17-8; Blais 2000: 101-3; Blais et al. 2000; Schoen und Falter 2003). Diese Befunde basieren jedoch auf einer separaten Betrachtung von Teilstichproben mit niedrig und stark ausgeprägter Wahlnorm. Wie in Abschnitt 5.2 gezeigt wird, lässt sich auf diese Weise nicht zwischen der MFS-Erklärung und den weiten RC-Theorien der Wahlteilnahme diskriminieren und eine theoriegeleitete Überprüfung dieser Theorien steht somit noch aus. 4.

Konkurrierende Hypothesen

Durch seine substantielle Offenheit vermag bereits der weite RC-Ansatz die unterschiedlichen Wirkungen sozialer Normen theoretisch zu integrieren. Danach führt die Internalisierung der Wahlnorm zu einem Konsumnutzen u(ak) aus der Wahlteilnahme. Zudem können bei einer Teilnahme positive und bei einer Nicht-Teilnahme negative externe Sanktionen eintreten, wenn die Wahlteilnahme in der sozialen Umgebung eines Akteurs normativ gefordert wird (Knack 1992). In beiden Fällen wirken Normen auf dieselbe Art und Weise im KostenNutzen-Kalkül des Akteurs wie andere, nicht-normative Anreize (vergleiche Yee 1997: 1016-9): Disposition zur Teilnahme = SEU (Teilnahme ) = ∑ pi u ( xi ) + u (ak ) i∈N

Die MFS-Erklärung der Wahlteilnahme berücksichtigt diese Formen kalkulierter Normbefolgung über den rc-Modus. Darüber hinausgehend behauptet sie aber zusätzlich eine autonome und direkte Wirkung der mentalen Verankerung der Norm außerhalb des Kosten-Nutzen-Kalküls des Akteurs. Der häufig bemühte „missing brute fact“ einer rein rationalistischen Erklärung normativen Handelns (Elster 1989: 150; Yee 1997) kann im MFS präzise bestimmt werden: Ist der Internalisierungsgrad ausreichend hoch, so wird skriptbasiert gehandelt, ohne die normativ geforderte Handlungsalternative überhaupt in Frage zu stel-

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len. Die gesamte SEU-Gleichung des erweiterten Wählerkalküls ist in diesem Fall irrelevant. Die Ausprägung anderer Anreize wird erst relevant, wenn die Handlungsselektion im rc-Modus vor sich geht. ∞ Disposition zur Teilnahme =  SEU (Teilnahme )

wenn ak ≥ 1 − C / U rc wenn ak < 1 − C / U rc

Das MFS impliziert also einen Interaktionseffekt zwischen dem Grad der Internalisierung der Wahlnorm und den anderen Anreizen zur (Nicht-) Teilnahme: MFS-Hypothese: Der Einfluss von Anreizvariablen auf die Disposition zur Wahlteilnahme ist umso geringer, je höher der Internalisierungsgrad der Wahlnorm ist. Bei vollkommener Internalisierung der Wahlnorm weisen sie keinen signifikanten Effekt auf die Disposition zur Wahlteilnahme auf. Dieser Interaktionseffekt widerspricht den geläufigen RC-Theorien der Wahlteilnahme. Insofern diese von einer einheitlichen Nutzenfunktion ausgehen, sagen sie vorher, dass der Internalisierungsgrad der Wahlnorm die Disposition zur Wahlteilnahme in derselben additiven Art und Weise wie andere Anreizvariablen erhöht. Diese konkurrierenden Hypothesen werden in den folgenden Analysen empirisch geprüft. 5. 5.1

Datengrundlage und Methoden Datengrundlage und Operationalisierungen

Ein aussagekräftiger Test der MFS-Hypothese verlangt Messungen einer möglichst großen Anzahl von Anreizvariablen sowie eine möglichst valide Messung des Internalisierungsgrades der Wahlnorm. Die folgenden Sekundäranalysen nutzen drei Datensätze, die diesen Anforderungen am ehesten gerecht werden, da sie unter anderem multiple Indikatoren der Wahlnorm enthalten: Einen Datensatz zur Landtagswahl in Nordrhein-Westfalen von 1995 (Kühnel und Ohr 1996), einen Datensatz zur Wahl in der kanadischen Provinz British Columbia von 1996 (Blais et al. 2000) sowie einen Datensatz, der aus Studentenbefragungen im Kontext der Wahl von 1993 zum kanadischen Bundesparlament hervor-

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gegangen ist (Blais und Young 1999).3 Im Folgenden werden sie als NRW-, BC- und Studenten-Datensatz abgekürzt. Der NRW-Datensatz (N = 1002) und der BC-Datensatz (N = 804) gehen auf Vorwahlbefragungen einer Zufallsstichprobe von Wahlberechtigten zurück, die in der Woche vor der jeweiligen Wahl durchgeführt wurden. Der Datensatz zur Parlamentswahl in Kanada wurde an den Universitäten von Montreal und Western Ontario erhoben und umfasst sowohl Vorwahl- als auch Nachwahlbefragungen, wobei hier nur die Nachwahlbefragung (N = 989) verwendet wird (ebenso Blais 2000: 153). Die MFS-Hypothese bezieht sich auf die Disposition zur Wahlteilnahme als zu erklärende Variable. Da eine valide Messung dieser metrischen Variablen bislang nicht möglich ist, greift die folgende Analyse auf Proxy-Variablen der Wahlteilnahme selbst zurück. Im NRW- und BC-Datensatz liegen ordinale Messungen der Teilnahmedisposition vor. Ein Vergleich der Randverteilung der abhängigen Variablen mit der offiziellen Wahlbeteiligung legt nahe, dass in beiden Vorwahlbefragungen „overreporting“ aufgrund der sozialen Erwünschtheit der Wahlteilnahme vorliegt (Blais et al. 2000: 185; Kühnel und Ohr 1996: 30-1).4 Den dadurch möglichen Verzerrungen wird versucht, über eine Dichotomisierung der abhängigen Variablen entgegenzuwirken. Aufgrund der sozialen Erwünschtheit der Wahlteilnahme ist anzunehmen, dass sichere Nichtwähler teilweise angeben, noch unentschlossen zu sein, da dadurch die Angabe der sozial negativ bewerteten Intention vermieden werden kann, ohne dass eine eindeutige Lüge erzwungen wird. Gerade die mittleren Antwortkategorien einer ordinalen Messung der Teilnahmedisposition stellen für Nichtwähler somit „kostengünstige“ Möglichkeiten dar, ihre wahre Intention zu verbergen. Aufgrund dieser Überlegung wird die ordinale Variable in beiden Datensätzen derart dichotomisiert, dass sie sichere Wähler von Unentschlossenen und sicheren Nichtwählern trennt (ebenso Thurner 1998: 189, 259). Hinsichtlich der ordinalen Reihenfolge dieser beiden Gruppierungen kann von einer weitaus valideren Messung ausgegangen werden. Im Studenten-Datensatz wird das in der Nach-

3

4

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Mein Dank geht an André Blais, Steffen Kühnel und Dieter Ohr, die mir die Datensätze zur Verfügung gestellt haben. Für bisherige Analysen dieser Datensätze siehe zudem Blais (2000) bzw. Andreß et al. (1997) sowie Kühnel und Fuchs (1998). Zur Überschätzung der Wahlbeteiligung können zudem selektive Ausfälle – in der NRW-Studie vor allem bei Personen mit niedrigerer Bildung (Kühnel und Ohr 1996) – beitragen. Es besteht aber zumindest kein theoretischer Grund zu der Annahme, dass dies die Schätzung der hier geprüften kausalen Beziehungen systematisch verzerrt.

wahlbefragung berichtete Wahlverhalten als dichotome abhängige Variable verwendet.5 Für die Operationalisierung des Internalisierungsgrades der Wahlnorm wurden in allen Datensätzen jeweils vier Items zu einem (ungewichteten) additiven Index zusammengefasst. Die Vertretung einer allgemeinen Wahlnorm misst das Item, es sei in der Demokratie eine Bürgerpflicht, sich regelmäßig an Wahlen zu beteiligen. Daneben ist die persönliche Verbindlichkeit des WahltagSkriptes mit einzubeziehen. Im NRW-Datensatz wurde berücksichtigt, inwieweit eine Nichtwahl erstens zu einem schlechten Gewissen führen und zweitens der eigenen Persönlichkeit widersprechen würde. In den beiden kanadischen Datensätzen wurde erfragt, ob man sich im Falle einer Nichtwahl schuldig fühlen würde. Im Studenten-Datensatz wird zudem die Zustimmung zur Aussage verwendet, es sei wichtig zu wählen, selbst wenn die favorisierte politische Alternative keine Gewinnchancen habe. Im BC-Datensatz wird die Frage aufgenommen, ob und wie stark man bei einer Nichtwahl empfinden würde, seine Bürgerpflicht vernachlässigt zu haben. Das vierte Item ist in allen Datensätzen die Aussage, eine niedrige Wahlbeteiligung könne zu einer Gefahr für die Demokratie werden bzw. zur Bewahrung der Demokratie müsse die große Mehrheit der Bürger zur Wahl gehen. Dies ist weniger ein Indikator als ein Prädiktor des Verankerungsgrades des Wahltag-Skriptes. Seine Aufnahme lässt sich jedoch empirisch und theoretisch rechtfertigen. So konnte in einer qualitativen Studie gezeigt werden, dass nahezu alle Befragten, die sich normativ zur Teilnahme verpflichtet fühlen, als Hauptgrund angeben, man solle wählen gehen, wenn und weil man an die Demokratie glaube (Blais 2000: 104-12). Dies deckt sich mit der Rekonstruktion wertrationalen Handelns im Rahmen des MFS, wie sie Esser (2003) vorgelegt hat: Die Bewahrung der Demokratie ist das Kollektivgut, für dessen Erhalt die Wahlteilnahme als notwendig und daher als normativ verbindlich angesehen wird – mit der Folge einer unbedingten Normbefolgung unter Ausblendung

5

Im NRW-Datensatz liegt für 73 Prozent der ursprünglich Befragten ebenfalls das berichtete Teilnahmeverhalten vor. Dieses wird jedoch aus zwei Gründen nicht verwendet (ebenso Andreß et al. 1997). Erstens ist mit stärkeren Verzerrungen durch soziale Erwünschtheit zu rechnen, da es nicht möglich ist, einen Teil der nicht bekennenden Nichtwähler über die „unentschlossen“Kategorie auszuschließen. Zweitens wurden die Anreizvariablen nur in der Vorwahlbefragung, also eine Woche vor der Erhebung der berichteten Teilnahme, erhoben. Ein Test des MFS würde dadurch verzerrt, da Anreize wie die Opportunitätskosten auf der Basis der Erfahrungen des Wahltages unter Umständen anders eingeschätzt werden.

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situationaler Anreize. Die Eindimensionalität der verwendeten Indikatoren konnte in allen Fällen faktoranalytisch bestätigt werden.6 Die für den Test der MFS-Hypothese operationalisierten Anreizvariablen sowie ihre Mittel- bzw. Anteilswerte können Tabelle 1 entnommen werden.7 In allen Datensätzen existieren mehrfache Operationalisierungen von Nutzenkomponenten, die sich auf Parteien bzw. Kandidaten beziehen. An Stelle der vergleichsweise direkten Messung der subjektiven Einflusserwartung im NRWDatensatz wird in den kanadischen Datensätzen die wahrgenommene Knappheit des Wahlausganges als Proxy-Variable für die Einflusserwartung verwendet (Blais 2000: 74). Diese Variablen dienen gleichzeitig als Indikatoren des Nutzens aus der wahrgenommenen politischen Wichtigkeit. In allen Datensätzen kann zudem auf verschiedene Messungen der Teilnahmekosten, das politische Interesse sowie Indikatoren sozialer Beeinflussung zurückgegriffen werden. Da in den kanadischen Datensätzen nicht ebenso viele Anreizvariablen vorliegen wie im NRW-Datensatz, ist der Test der Hypothesen anhand des NRWDatensatzes im Vergleich etwas aussagekräftiger. Hier werden auch Variablen berücksichtigt, die nur in eine sehr weit gefasste RC-Theorie der Wahlteilnahme integrierbar sind. Dazu zählen die Demokratiezufriedenheit sowie die politische Entfremdung, die aus einer RC-Perspektive Teilnahmekosten bzw. einen expressiven Nutzen aus der Nichtwahl verursachen dürfte. Das Interesse für den Wahlkampf wird zunächst ebenfalls als Indikator eines Konsumnutzens aus der Wahlteilnahme konzipiert. Bei dem Test der MFSHypothese wird es allerdings nicht den Anreizvariablen zugeschlagen, da die Wahlnorm nicht nur die bloße Teilnahme an der Wahl, sondern die informierte Teilnahme vorschreibt. Im Studenten-Datensatz kommen neben den direkten Messungen von Anreizvariablen zwei weitere Variablen zum Einsatz. Eine Dummy-Variable unterscheidet Teilnehmer an Vorwahlbefragungen von lediglich nach der Wahl Befragten, da die Panelteilnahme anscheinend über eine Sensibilisierung für die Wahl zu einer höheren Wahlbeteiligung geführt hat 6

7

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Die exploratorischen Faktorenanalysen (Maximum-Likelihood-Schätzung) resultierten jeweils in nur einem Faktor mit einem Eigenwert größer als eins (2,21 im NRW-, 2,15 im BC-, und 1,95 im Studentendatensatz). Entsprechend der Reihenfolge ihrer Beschreibung im Text ergeben sich für die Indikatoren folgende Faktorladungen: NRW-Datensatz: 0,68 (Bürgerpflicht), 0,79 (Gewissen), 0,82 (Persönlichkeit), 0,68 (Gefahr). BC-Datensatz: 0,72 (Bürgerpflicht), 0,75 (Schuldgefühl), 0,82 (Gefühlte Bürgerpflicht), 0,62 (Gefahr). Studenten-Datensatz: 0,85 (Bürgerpflicht), 0,53 (Schuldgefühl), 0,66 (Unbedingte Wichtigkeit), 0,72 (Gefahr). Im NRWDatensatz dienten tetrachorische Korrelationen als Basis, da dichotomisierte Indikatoren verwendet wurden. Eine genaue Darstellung der Operationalisierungen ist auf Anfrage erhältlich.

(Blais und Young 1999: 44). Da unklar ist, ob die Teilnahme an Vorwahlbefragungen ein normatives Pflichtgefühl oder aber Anreize wie die wahrgenommene eigene politische Wichtigkeit aktiviert oder verstärkt hat, wird diese Variable als reine Kontrollvariable behandelt. Eine weitere Dummy-Variable trennt Studenten der Universität von Western Ontario von solchen der Universität von Montreal und kann als Proxy für nicht direkt gemessene Anreizvariablen verwendet werden, da die niedrigere Beteiligung in Western Ontario über entsprechende Brückenhypothesen erklärt werden kann (Blais und Young 1999: 44).8 Tabelle 1: Variablenübersicht mit Anzahl der Ausprägungen, Mittel- bzw. Anteilswerten und Standardabweichungen1 NRW-Datensatz (Vorwahlbefragung) N Abhängige Variable Wahltag-Skript Alternativenbezogener Nutzen

Teilnahmeabsicht Internalisierungsgrad der Wahlnorm Problemlösungskompetenz Interessenvertretung Leistungsdifferenz Parteiidentifikation Kandidatenpräferenz Teilnahmebezogene Bedeutung der eigenen Stimme Kosten und Nutzen Entscheidungskosten Opportunitätskosten Demokratiezufriedenheit Politik zu kompliziert Politische EntKein Einfluss auf Regierung fremdung Parteien wollen nur Stimmen Politisches Interesse Interesse für Wahlkampf Beteiligung im sozialen Umfeld

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2 5 2 2 5 2 2 5 2 2 4 2 2 2 5 5 9

Mittel- bzw. Anteilswert2 0,90 0,65 (0,31) 0,39 0,60 0,47 (0,27) 0,69 0,79 0,73 (0,27) 0,19 0,08 0,57 (0,20) 0,28 0,25 0,24 0,59 (0,23) 0,46 (0,26) 0,79 (0,17)

Studenten in Montreal brauchten sich aufgrund einer neu angefertigten Liste nicht registrieren zu lassen und könnten zudem durch den Eintritt einer neuen nationalistischen Partei in Quebec zusätzlich zur Teilnahme motiviert worden sein. Zudem haben Studenten aus Western Ontario durchschnittlich einen längeren Weg zum Wahllokal zurückzulegen (Blais und Young 1999: 44).

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Tabelle 1 (Forts.) BC-Datensatz (Vorwahlbefragung) N Abhängige Variable Wahltag-Skript Alternativenbezogener Nutzen Teilnahmebezogene Kosten und Nutzen

Teilnahmeabsicht Internalisierungsgrad der Wahlnorm Parteiendifferential (Provinz) Kandidatendifferential (Wahlkreis) Knappheit (Provinz) Knappheit (Wahlkreis) Zeitkosten Wahlgangkosten Informationskosten Politisches Interesse Erwartete Sanktionen durch Freunde und Familie Studenten-Datensatz (Nachwahlbefragung)

2 13 4 4 4 4 5 4 4 4 5

N Abhängige Variable Wahltag-Skript Alternativenbezogener Nutzen

Berichtete Teilnahme Internalisierungsgrad der Wahlnorm Parteiendifferential (Kanada) Kandidatendifferential (Wahlkreis) Parteiidentifikation Teilnahmebezogene Knappheit (Kanada) Kosten und Nutzen Knappheit (Wahlkreis) Kosten (Schwierigkeit) Politisches Interesse* Wählen als interessante Aktivität Erwartete Sanktionen durch Freunde und Familie Proxy für Anreize Western Ontario Kontrollvariable Panelteilnahme

2 13 11 11 2 4 4 4 4 4 7 2 2

Mittel- bzw. Anteilswert2 0,84 0,76 (0,23) 0,56 (0,31) 0,48 (0,31) 0,81 (0,23) 0,65 (0,31) 0,19 (0,23) 0,14 (0,23) 0,23 (0,28) 0,64 (0,28) 0,65 (0,19)

Mittel- bzw. Anteilswert2 0,68 0,72 (0,20) 0,75 (0,26) 0,58 (0,31) 0,58 0,52 (0,27) 0,50 (0,30) 0,34 (0,31) 0,69 (0,28) 0,63 (0,26) 0,24 (0,24) 0,66 0,60

N = Anzahl der Ausprägungen. 1 Der Wertebereich aller Variablen ist das Einheitsintervall (0-1). 2 Standardabweichungen in Klammern bei Variablen mit mindestens vier Ausprägungen. * Panelteilnehmer beantworteten dieses Item in einer Vorwahlbefragung.

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5.2

Statistische Methoden und Analysestrategie

Um das Kosten-Nutzen-Kalkül des RC-Ansatzes zur Vorhersage eines Verhaltens oder einer Verhaltensabsicht Y anwenden zu können, muss es in sogenannten Zufallsnutzenmodellen um einen Fehlerterm ergänzt werden, der die nichtsystematischen Einflüsse auf Y wiedergibt. Für eine bestimmte Verteilung dieser Fehler resultiert das logistische Regressionsmodell, das somit als direkte statistische Umsetzung des RC-Ansatzes angesehen werden kann (Maier und Weiss 1990; Achen 2002). Eine genauere Betrachtung des logistischen Regressionsmodells zeigt, dass der Übergang von der Erklärung der Teilnahmedisposition im Sinne einer metrischen Variablen zur Erklärung der dichotomen Teilnahme (-absicht) die Unterscheidung der zu testenden Vorhersagen des MFS und des RC-Ansatzes erheblich erschwert. Bei einer dichotomen abhängigen Variablen wie dem Teilnahmeverhalten impliziert der RC-Ansatz nämlich ebenfalls Interaktionseffekte und zwar zwischen allen unabhängigen Variablen. Wenn beispielsweise die Ausführung einer Handlung 100 Euro garantiert und ihre Kosten nur 20 Euro betragen, wird ein Akteur die Handlung ergreifen (Y = 1), unabhängig davon, ob sie zusätzlich auch noch Spaß macht. Wenn hingegen der monetäre Nutzen geringfügig geringer als die Kosten ist, kann solch ein zusätzlicher Konsumnutzen ausschlaggebend sein. Auch der RC-Ansatz sagt daher voraus, dass ein Wahlberechtigter unabhängig von der Ausprägung anderer positiver Anreizvariablen wählen gehen wird, wenn der Nutzen aus der Befolgung der Wahlnorm die Kosten der Wahlteilnahme übersteigt. Diese dem logistischen Regressionsmodell inhärenten Interaktionseffekte auf die Wahrscheinlichkeit, wählen zu gehen, ergeben sich direkt aus dem additiven Einfluss der einzelnen Nutzen- und Kostenterme auf die Teilnahmedisposition im SEU-Kalkül. Der Befund früherer Studien, dass von den Anreizvariablen des RC-Ansatzes in der Teilstichprobe mit stark ausgeprägter Wahlnorm tendenziell kein signifikanter Effekt mehr auf die Teilnahmechance ausgeht (Barry 1970: 17-8; Blais 2000: 101-3; Blais et al. 2000; Schoen und Falter 2003), steht somit nicht im Widerspruch zu den weiten RC-Theorien der Wahlteilnahme. Ein Test der MFS-Hypothese erfordert daher den Nachweis eines variablenspezifischen Interaktionseffektes zwischen dem Internalisierungsgrad der Wahlnorm und den Anreizvariablen, der über diese modellinhärenten Interaktionseffekte hinaus geht (siehe Nagler 1994: 249). Die statistische Modellierung erfolgt wie in der linearen Regressionsanalyse über den Einschluss eines Produktterms xjk = xj ⋅ xk. Ließe sich ein derartiger, negativer Interaktionseffekt zwischen den Anreizvariablen und dem Internalisierungsgrad der Wahlnorm statistisch nachweisen, wäre die RC-Annahme eines additiven Einflusses der

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einzelnen (Erwartungs-)Nutzen- und Kostenkomponenten widerlegt. Es kann also auch im logistischen Regressionsmodell prinzipiell zwischen den beiden konkurrierenden Hypothesen diskriminiert werden. Faktisch ist eine Zurückweisung der RC-Theorien der Wahlteilnahme im logistischen Regressionsmodell allerdings äußerst schwierig, da die vom MFS nahe gelegte Moderatorvariable – der Internalisierungsgrad der Wahlnorm – sehr hoch mit der Wahlteilnahme zusammenhängt. Eine stark internalisierte Wahlnorm führt somit zu einer hohen „Ausgangswahrscheinlichkeit“ (Nagler 1994: 233) und damit bereits im RCT-Modell ohne Produktterm zu nur noch geringen marginalen Effekten anderer Anreizvariablen. Es ist daher schwierig, darüber hinaus noch einen variablenspezifischen Interaktionseffekt nachzuweisen. Dieser Ceiling-Effekt reduziert die faktische Widerlegbarkeit der RCTheorien erheblich und die folgende Analyse stellt daher einen besonders harten Test der MFS-Hypothese dar. Die Aussagekraft des Hypothesentests steigt zudem mit der Anzahl berücksichtigter Anreizvariablen. Da aber die Anzahl der Nichtwähler vor allem im NRW-Datensatz (N = 97) und im BC-Datensatz (N = 126) gering ist, würde ein zu umfangreiches Modell zu unpräzisen Schätzungen führen (Hosmer und Lemeshow 2000: 346-7). Aus der Notwendigkeit eines relativ sparsamen Modells werden zwei Konsequenzen für die Analysestrategie gezogen. Erstens wird ausgehend von einem möglichst umfangreichen RCT-Modell eine schrittweise Variablenselektion durchgeführt (Hosmer und Lemeshow 2000: 92-115). Prinzipiell besteht dabei die Gefahr, dass ein Modell resultiert, das „überangepasst“ an die Stichprobendaten ist. Dies ist hier jedoch unproblematisch, da ein geringfügig überangepasstes RCT-Modell einen besonders harten Test der MFSHypothese garantieren würde. Dennoch wird der Selektionsprozess nicht so weit geführt, dass nur noch Prädiktoren mit signifikanten Koeffizienten im Modell verbleiben. Die MFS-Hypothese lässt nämlich theoretisch erwarten, dass der Effekt einer Reihe von Anreizvariablen erst zu Tage tritt, wenn man den Interaktionseffekt mit dem Internalisierungsgrad der Wahlnorm berücksichtigt. Die zweite Konsequenz betrifft den Test der MFS-Hypothese auf der Basis des reduzierten RCT-Modells. Würde man für jede Anreizvariable des reduzierten RCT-Modells zusätzlich einen Interaktionseffekt mit dem Internalisierungsgrad der Wahlnorm schätzen, würde die Anzahl der Parameter wiederum stark ansteigen und die zusätzlichen Variablen wären überdies hoch miteinander korreliert (Multikollinearitätsproblem). Um dies zu vermeiden, wird das reduzierte RCT-Modell, gegen das die MFS-Hypothese getestet wird, zunächst reformuliert, indem alle Anreizvariablen (ohne den Internalisierungsgrad der Wahl-

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norm) zu einem additiven Index zusammengefasst werden. Da dabei jede Variable mit ihrem Regressionskoeffizienten gewichtet wird, ist dieses Modell statistisch äquivalent zu einem Modell, das jede Variable einzeln enthält. Der von der MFS-Erklärung der Wahlteilnahme vorhergesagte Interaktionseffekt kann so anhand eines einzigen Koeffizienten getestet werden, dem der Produktvariablen aus dem SEU-Index und dem Internalisierungsgrad der Wahlnorm. 6.

Ergebnisse

Zunächst wird der bivariate Zusammenhang zwischen dem Internalisierungsgrad der Wahlnorm und der Wahlteilnahme betrachtet.9 Während die RCTheorien der Wahlteilnahme diesbezüglich lediglich einen positiven Zusammenhang vorhersagen, macht das MFS eine sehr viel spezifischere Prognose: Befragte mit einem hohen Internalisierungsgrad sollten mit Sicherheit zur Wahl gegangen sein bzw. dies beabsichtigen. Im NRW- und BC-Datensatz macht diese Gruppe 58 Prozent aller Befragten aus, im Studenten-Datensatz immerhin 39 Prozent. Dies spricht dafür, dass eine starke Internalisierung der Wahlnorm in den betrachteten Populationen weit verbreitet ist. Wie Tabelle 2 zu entnehmen ist, stimmt das Teilnahmeverhalten in dieser Befragtengruppe mit der Vorhersage des MFS weitgehend überein, stellt man selbstverständlich immer noch vorhandene Messfehler in Rechnung. Die bivariaten Zusammenhänge können zwar als erste Evidenz für die Gültigkeit des von der MFS-Erklärung postulierten Mechanismus angesehen werden, widersprechen aber noch nicht dem weiten RC-Ansatz. Einen wirklichen Test der verschiedenen Erklärungsansätze kann erst die multivariate Analyse leisten.10 In allen drei Datensätzen wird auf der Basis der Variablen aus Tabelle 1 zunächst ein möglichst umfassendes RCT-Modell der Wahlteilnahme spezifiziert. Dieses wird um Variablen reduziert, die nicht das vom RC-Ansatz vorhergesagte Vorzeichen aufweisen.

9

Der Einfachheit halber wird die abhängige Variable im Folgenden einheitlich als Teilnahme bezeichnet, da sie in allen drei Fällen als Proxy-Variable für die tatsächliche Wahlteilnahme dient. 10 Die folgenden Analysen wurden mit Stata 9 berechnet (StataCorp. 2005).

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Tabelle 2: Verteilung der abhängigen Variablen (Teilnahme bzw. Teilnahmeabsicht) bei Befragten mit hohem Internalisierungsgrad der Wahlnorm NRW-Datensatz1 BC-Datensatz2 Studenten-Datensatz2

Teilnahme(-absicht) 570 (98,28 %) 440 (98,00 %) 313 (92,88 %)

keine Teilnahme(-absicht) 10 (1,72 %) 9 (2,00 %) 24 (7,12 %)

1 Hoher Internalisierungsgrad: 0,75 bis 1 (die beiden höchsten Ausprägungen). 2 Hoher Internalisierungsgrad: 0,8 bis 1 (die drei höchsten Ausprägungen).

In einem weiteren Schritt werden Variablen herausgenommen, von denen kein bedeutsamer Effekt ausgeht und deren Ausschluss keine starken Veränderungen in den anderen Koeffizienten zur Folge hat.11 Dabei erweisen sich die von den instrumentellen RC-Theorien vorhergesagten Interaktionseffekte zwischen Einflusserwartungen und den auf den Wahlausgang bezogenen Nutzenvariablen in keinem der Datensätze als erklärungskräftig (siehe bereits Andreß et al. 1997: 411; Blais und Young 1999: 54; Blais et al. 2000: 191). Dass die Opportunitätsbzw. Zeitkosten keinen Einfluss auf die Teilnahmeabsicht in der Vorwahlwoche haben, zeigt, dass Wählen generell eher als Niedrigkostensituation empfunden wird. Das politische Interesse ist nur im NRW-Datensatz multivariat ohne Vorhersagekraft, was wohl darauf zurückzuführen ist, dass dort die kausal nähere Variable des Interesses für den Wahlkampf gemessen wurde. Die aus der Variablenselektion resultierenden reduzierten RCT-Modelle sind in den dritten Spalten der Tabellen 3, 4 und 5 aufgeführt.12 Mit Ausnahme des BC-Datensatzes werden logistische Regressionsmodelle geschätzt. Dort wird die Annahme einer symmetrischen Fehlerverteilung, wie sie das logistische Regressionsmodell trifft, statistisch auf dem 1%-Signifikanzniveau zurückgewiesen. Es werden daher Scobit-Modelle („skewed logistic regression“) angewendet, die eine Generalisierung des logistischen Regressionsmodells darstellen (Nagler 1994; Achen 2002). 11 Tabellen mit Zusammenfassungen der durchgeführten Variablenselektionen sind auf Anfrage erhältlich. 12 Die vor allem im Studenten-Datensatz deutlich verringerten Fallzahlen resultieren aus dem Ausschluss von Befragten mit fehlenden Werten (vergleiche Andreß et al. 1997: 411; Blais 2000: 100).

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Tabelle 3: Logistische Regressionen der Teilnahmeabsicht (NordrheinWestfalen 1995)

Internalisierungsgrad der Wahlnorm Interessenvertretung Leistungsdifferenz Kandidatenpräferenz Bedeutung der eigenen Stimme Demokratiezufriedenheit Beteiligung im sozialen Umfeld Interesse für Wahlkampf Entscheidungskosten Parteien wollen nur Stimmen Politik zu kompliziert SEU-Index (Anreizvariablen) SEU-Index × Internalisierungsgrad Anzahl Fälle Log-likelihood Pseudo-R2

Univariate Modelle

Reduziertes RCT-Modell

62,55** (25,96) 4,97** (1,11) 4,31** (1,75) 5,16** (1,15) 25,84** (10,01) 15,84** (7,70) 285,41** (182,84) 39,00** (18,90) 0,29** (0,06) 0,20** (0,04) 0,39** (0,08)

18,85** (9,43) 1,91** (0,56) 1,44 (0,75) 2,61** (0,77) 1,13 (0,61) 1,56 (1,08) 16,84** (12,84) 3,90** (2,48) 0,68 (0,21) 0,56* (0,18) 0,58* (0,17)

916 -182,66 0,3647

Reduziertes RCT-Modell mit Index 18,85** (9,03)

MFS-Modell 420,43** (701,67)

3,90** (2,43)

4,02** (2,55)

1,78** (0,13)

2,34** (0,39) 0,58** (0,16) 916 -180,56 0,3720

916 -182,66 0,3647

Abgebildet sind Odds Ratios (Einheitseffekte); Standardfehler in Klammern, Signifikanzniveaus: ** 5%, * 10%. Der Wertebereich aller Variablen ist das Einheitsintervall (0-1) mit Ausnahme des SEUIndex (0-10).

99

Tabelle 4: Scobit-Regressionen der Teilnahmeabsicht (British Columbia 1996)

Internalisierungsgrad der Wahlnorm Parteiendifferential (Provinz) Kandidatendifferential (Wahlkreis) Knappheit (Provinz) Wahlgangkosten Informationskosten Politisches Interesse Erwartete Sanktionen durch Freunde/Familie SEU-Index (Anreizvariablen) SEU-Index × Internalisierungsgrad Anzahl Fälle α Log-likelihood

Univariate Modelle

Reduziertes RCT-Modell

494,59** (262,58) 20,44** (7,11) 27,70** (11,00) 9,18** (3,80) 0,13** (0,05) 0,31** (0,10) 25,27** (9,09) 34,04** (20,88)

17,31** (12,24) 1,38 (0,51) 1,64 (0,65) 2,05* (0,86) 0,48* (0,21) 0,82 (0,27) 3,37** (1,43) 2,69* (1,87)

Reduziertes RCT-Modell mit Index 17,31** (12,03)

1,47** (0,17)

676 3,26 -174,83

676 3,26 -174,83

MFS-Modell 195,44** (257,67)

1,91** (0,31) 0,59** (0,13) 676 2429303 -172,61

Abgebildet sind Odds Ratios (Einheitseffekte); Standardfehler in Klammern, Signifikanzniveaus basierend auf Likelihood-Ratio-Tests: ** 5%, * 10%. Der Wertebereich aller Variablen ist das Einheitsintervall (0-1) mit Ausnahme des SEUIndex (0-10).

Scobit-Modelle sind theoretisch zu rechtfertigen, wenn verschiedene, gleich wahrscheinliche Bedingungen hinreichend für das interessierende Ereignis auf der abhängigen Variablen (Y = 1) sind (Achen 2002: 439). Genau dies impliziert die MFS-Erklärung der Wahlteilnahme, nach der ein hoher Internalisierungsgrad ebenso hinreichend für die Wahlteilnahme (im as-Modus) ist wie ein positiver Wert von SEU(Teilnahme) – SEU(Nichtwahl) im rc-Modus. Dass im BC-Datensatz auf Scobit-Modelle zurückgegriffen werden muss, kann daher

100

als weiterer Beleg für die Geltung der MFS-Erklärung der Wahlteilnahme herangezogen werden. Die Pseudo-R2-Werte der reduzierten RCT-Modelle, die sich nur für die logistischen Regressionsmodelle berechnen lassen, sind mit Werten von 0,36 (NRW-Datensatz) und 0,28 (Studenten-Datensatz) relativ hoch. Dargestellt sind jeweils die durchschnittlichen multiplikativen Einheitseffekte auf die Teilnahmechance, das heißt auf die Wahrscheinlichkeit, an der Wahl teilzunehmen, im Verhältnis zur Gegenwahrscheinlichkeit, nicht teilzunehmen. Da alle Prädiktoren auf das Einheitsintervall rekodiert wurden (Cohen et al. 1999), können die aufgeführten Odds-Ratios zum Vergleich der Effektstärken verwendet werden. Im NRW-Datensatz beispielsweise haben Befragte mit einem maximalem Internalisierungsgrad der Wahlnorm unter Kontrolle der anderen Variablen eine durchschnittlich fast 19mal höhere Teilnahmechance als Befragte mit minimalem Internalisierungsgrad. Im Vergleich zu den univariaten Modellen in den zweiten Spalten der Tabellen gehen die Effekte der einzelnen Prädiktoren teilweise sehr stark zurück und sind nur noch zum Teil statistisch signifikant, wenn man für die anderen Variablen kontrolliert. Jedoch weisen alle in die reduzierten RCT-Modelle aufgenommenen Prädiktoren substantiell bedeutsame Effektstärken auf. Konform zu den Vorhersagen des RC-Ansatzes sind die Odds-Ratios der Nutzenvariablen größer als 1 und die der Kostenvariablen kleiner als 1. In allen drei reduzierten RCT-Modellen geht der größte mittlere Effekt vom Internalisierungsgrad der Wahlnorm aus, der die Teilnahmechance unter Kontrolle der anderen Variablen maximal um das ca. 17-, 19- und 49-fache erhöht. Dies steht im Einklang mit Ergebnissen früherer Studien (Rattinger und Krämer 1995; Jones und Hudson 2000) und zeigt, dass die Wahlteilnahme stark durch normative Erwägungen beeinflusst ist. Darauf weist auch der starke mittlere Effekt der wahrgenommenen Beteiligung im sozialen Umfeld im NRW-Datensatz hin, die selbst unter Kontrolle des Internalisierungsgrades die Teilnahmechance maximal um das ca. 17-fache erhöht. In British Columbia ist der Effekt mit einem Odds-Ratio von 2,69 hingegen deutlich kleiner und im Studenten-Datensatz geht von dieser Variablen überhaupt kein Effekt aus.13 In Nordrhein-Westfalen gehen zudem vergleichsweise starke Effekte von dem Interesse für den Wahlkampf, der Präferenz für einen der beiden Kandidaten für das Amt des

13 Es muss offen bleiben, ob antizipierte Sanktionen der sozialen Umgebung zwar die bekundete Teilnahmeabsicht, nicht aber das Verhalten beeinflussen, oder ob bei Studenten eine stärkere Unabhängigkeit von sozialem Druck besteht.

101

Tabelle 5: Logistische Regressionen der Teilnahme (Studenten 1993) Univariate Modelle Internalisierungsgrad der Wahlnorm Parteiendifferential (Kanada) Knappheit (Wahlkreis) Kosten (Schwierigkeit) Politisches Interesse Wählen als interessante Aktivität Panelteilnahme Western Ontario SEU-Index (Anreizvariablen) SEU-Index × Internalisierungsgrad Anzahl Fälle Log-likelihood Pseudo-R2

629,49** (334,10) 9,00** (2,55) 1,63* (0,46) 0,06** (0,02) 3,36** (0,89) 11,24** (3,51) 1,39** (0,19) 0,26** (0,04)

Reduziertes RCT-Modell 49,22** (38,51) 2,62* (1,48) 2,06 (0,91) 0,14** (0,06) 1,37 (0,71) 2,55 (1,53) 1,72** (0,43) 0,22** (0,07)

565 -209,14 0,2776

Reduziertes RCT-Modell mit Index 49,22** (36,69)

MFS-Modell 2579,60** (5908,23)

1,72** (0,43)

1,75** (0,44)

1,75** (0,16)

3,22** (1,12) 0,42* (0,19) 565 -207,38 0,2837

565 -209,14 0,2776

Abgebildet sind Odds Ratios (Einheitseffekte); Standardfehler in Klammern, Signifikanzniveaus: ** 5%, * 10%. Der Wertebereich aller Variablen ist das Einheitsintervall (0-1) mit Ausnahme des SEUIndex (0-10).

Ministerpräsidenten, der wahrgenommenen Interessenvertretung durch eine Partei sowie von zwei Indikatoren politischer Entfremdung (die Parteien seien nur an Stimmen und nicht an den Ansichten der Bürger interessiert und die Politik sei manchmal zu kompliziert, um zu verstehen, was vor sich geht) aus. In British Columbia ist das generelle politische Interesse der zweitstärkste Prädiktor und erklärungskräftig sind zudem die wahrgenommene Knappheit des Wahlausgangs in der Provinz sowie die wahrgenommene Einfachheit bzw. Schwierigkeit des Wahlgangs. Dass die Einfachheit des Wahlgangs im Studenten-

102

Datensatz sogar den zweitstärksten Prädiktor mit einem maximalen Odds-Ratio von 0,14 (= 1/7,14) darstellt, lässt den Schluss zu, dass die direkten Kosten des Wahlgangs zumindest in Kanada durchaus bedeutsam für die Teilnahmeentscheidung sind. Ein schwach signifikanter Effekt geht dort vom Parteiendifferential auf der nationalen Ebene aus. Allgemein sind in allen drei Datensätzen auf Parteien oder Kandidaten bezogene Nutzenkomponenten von Bedeutung, wenn sie auch stark hinter dem Effekt der Wahlnorm zurückstehen. Im Studenten-Datensatz hat zudem die Panel-Teilnahme den erwarteten positiven Einfluss auf die Teilnahmechance und Studenten der Universität von Western Ontario haben eine durchschnittlich 4-fach größere Teilnahmechance (1/0,22 = 4,55) als Studenten der Universität von Montreal, was auf die nicht gemessenen Anreizvariablen zurückgeführt werden kann (siehe Abschnitt 5.1). Um die MFS-Hypothese zu testen, wird das reduzierte RCT-Modell im nächsten Analyseschritt reformuliert, indem die Anreizvariablen zu einem gewichteten additiven Index zusammengefasst werden, wobei jede Variable mit ihrem Regressionskoeffizienten gewichtet wird. Die Variablen „Interesse für den Wahlkampf“ und „Panelteilnahme“ gehen nicht in den jeweiligen SEUIndex ein, sondern dienen im Theorientest aus genannten theoretischen Gründen nur als Kontrollvariablen. Die resultierenden Modelle sind in den vierten Spalten der Tabellen 3, 4 und 5 dargestellt. Dass diese Modelle lediglich statistisch äquivalente Umformulierungen der reduzierten RCT-Modelle darstellen, kann daran gesehen werden, dass der Log-likelihood-Wert sowie die Koeffizienten der nicht im SEUIndex zusammengefassten Variablen identisch mit den Werten der Vormodelle sind. Es kommt lediglich zu einer geringfügigen Reduktion der Standardschätzfehler. Der SEU-Index wurde auf den Wertebereich 0 bis 10 rekodiert, so dass man seinen maximalen Effekt auf die Teilnahmechance erhält, indem man den angegebenen Einheitseffekt neun mal mit sich selbst multipliziert. Im NRWDatensatz erhält man auf diese Weise ein durchschnittliches Odds-Ratio von ca. 179,38 (1,789), im BC-Datensatz einen Wert von ca. 32,05 und im Studentendatensatz einen mittleren Effekt von ca. 153,94. Zusammengenommen ist der Effekt der Anreizvariablen auf die Teilnahmechance in den RCT-Modellen also deutlich höher als der Effekt des Internalisierungsgrades der Wahlnorm. Im letzten Analyseschritt wird die MFS-Hypothese in allen drei Datensätzen getestet, indem das Produkt des Internalisierungsgrades mit dem SEU-Index als zusätzlicher Prädiktor eingeführt wird. Die entsprechenden Modelle werden als MFS-Modelle bezeichnet, da die Annahme dieses Interaktionseffektes aus

103

der MFS-Erklärung der Wahlteilnahme abgeleitet wurde bzw. im Widerspruch zu den Zufallsnutzenmodellen des RC-Ansatzes steht. Das Odds-Ratio des Produktterms gibt an, um welchen Faktor sich der multiplikative Effekt des SEUIndex verändert, wenn der Internalisierungsgrad der Wahlnorm von seinem Minimum auf sein Maximum steigt. Dieser multiplikative Interaktionseffekt ist im NRW- und im BC-Datensatz auf dem 5%-Niveau und im Studenten-Datensatz auf dem 10%-Niveau statistisch signifikant negativ (also kleiner als 1), das heißt der Effekt der Anreizvariablen verringert sich mit zunehmendem Internalisierungsgrad der Wahlnorm. Die nur geringfügige Erhöhung der Pseudo-R2-Werte belegt, dass bereits das reduzierte RCT-Modell einen Großteil der empirischen Interaktionseffekte über einen hohen geschätzten Koeffizienten für den Effekt des Internalisierungsgrades abzubilden vermochte (siehe Abschnitt 5.2). Umso aussagekräftiger ist es, dass der vom MFS vorhergesagte variablenspezifische Interaktionseffekt noch eine statistisch signifikante Modellverbesserung bewirkt – auch und besonders deutlich im NRW-Datensatz, der aufgrund der größten Anzahl berücksichtigter Anreizvariablen den härtesten Test der MFS-Hypothese ermöglicht. Die MFS-Hypothese sagt darüber hinausgehend vorher, dass der Effekt der Anreizvariablen bei Befragten, die die Wahlnorm vollkommen internalisiert haben, überhaupt nicht mehr vorhanden sein sollte. Um dieses zu prüfen, werden der durchschnittliche Effekt des SEU-Index auf die Teilnahmechance in Abhängigkeit vom Internalisierungsgrad sowie die entsprechenden 95%Konfidenzintervalle berechnet (Hosmer und Lemeshow 2000: 74-8). Wie in Abbildung 1 ersichtlich, ist das untere Konfidenzintervall bei maximalem Internalisierungsgrad im NRW- und BC-Datensatz kleiner als 1. Damit kann die Nullhypothese, dass der SEU-Index bei Befragten mit maximalem Internalisierungsgrad keinen Effekt auf die Teilnahmechance hat, nicht verworfen werden.14 Im Studenten-Datensatz ist dies wiederum nur möglich, sofern man eine höhere statistische Unsicherheit (10%-Signifikanzniveau) akzeptiert, was aufgrund der in Abschnitt 5.2 geschilderten Schwierigkeiten rechtfertigbar erscheint. Die aus der MFS-Erklärung der Wahlteilnahme abgeleitete Hypothese bestätigt sich somit in allen drei Datensätzen.

14

Die Konfidenzintervalle im BC-Datensatz sind mit Vorsicht zu interpretieren, da die geschätzten Standardfehler in Scobit-Modellen unter Umständen fehlerhaft sind. Dies ist auch der Grund, warum die Signifikanztests in Tabelle 3.2 nicht mit Wald-Tests, sondern mit Likelihood-Ratio-Tests durchgeführt wurden.

104

Multiplikative Effekte der Anreizvariablen (SEU-Index) auf die Teilnahmechance in Abhängigkeit vom Internalisierungsgrad der Wahlnorm: Geschätzte durchschnittliche Effekte und 95%Konfidenzintervalle

5 4 3 2 1

2

3

4

5

6

BC 1996

6

NRW 1995

1

Odds-Ratio des SEU-Index

Abbildung 1:

0

.2

.4

.6

.8

1

0

.2

.4

.6

.8

1

2

3

4

5

6

Studenten 1993

1

Odds-Ratio des SEU-Index

Internalisierungsgrad der Wahlnorm

0

.2

.4

.6

.8

1

Internalisierungsgrad der Wahlnorm

7.

Schluss

Ausgehend von den Debatten um die „Grenzen des RC-Ansatzes“, die Eigenart normativen Handelns und das Wählerparadoxon wurde eine neue Erklärung der Wahlteilnahme auf der Basis des Modells der Frame-Selektion (MFS) (Esser 2001; Kroneberg 2005) vorgeschlagen. Danach nehmen Wahlberechtigte, die die Wahlnorm stark internalisiert haben, an der Wahl teil, ohne Kosten und Nutzen der Wahlteilnahme gegeneinander abzuwägen. Systematisch berücksichtigt werden diese Anreize nur bei einer unvollständigen Verankerung des Wahltag-Skriptes. Diese Hypothese impliziert eine statistische Interaktion zwischen der Wahlnorm und den übrigen Anreizen zur Wahlteilnahme. Sie widerspricht den RC-Theorien der Wahlteilnahme, insofern diese von einer einheitlichen Nutzenfunktion ausgehen, in die alle teilnahmerelevanten Anreize eingehen. Die

105

MFS-Hypothese konnte für die Landtagswahl in Nordrhein-Westfalen von 1995, die Provinzwahl in British Columbia von 1996 sowie die Wahlen zum kanadischen Parlament von 1993 (Studentenstichprobe) statistisch bestätigt werden, in den ersten beiden Fällen auf dem 5%- und im letzen Fall auf dem 10%-Signifikanzniveau.15 Weiter ließ sich zeigen, dass die aus normativen Gründen unhinterfragte Teilnahme in Nordrhein-Westfalen und British Columbia mit 58 Prozent aller Befragten weit verbreitet war. Die dreifache Bestätigung des durch das MFS vorhergesagten Interaktionseffektes ist auch deshalb besonders aussagekräftig, da die Notwendigkeit, die kategoriale Teilnahme(-absicht) an Stelle der metrischen Disposition zur Teilnahme vorherzusagen, die faktische Widerlegbarkeit der RC-Theorien erheblich reduziert. In logistischen Regressionsmodellen vermag bereits das additive RCT-Modell den Großteil der empirisch vorfindbaren Interaktionen zwischen der Wahlnorm und den Anreizvariablen aufzufangen: Die Existenz einer Gruppe unbedingter Normbefolger wird einem sehr hohen Nutzen aus der Normbefolgung zugeschrieben und über einen hohen Regressionskoeffizienten der Wahlnormvariablen berücksichtigt. Allerdings lässt sich aus dem RC-Ansatz ex ante keine Hypothese über einen derart starken Effekt der Wahlnorm ableiten. Das MFS besitzt folglich einen höheren Informationsgehalt, da es spezifischere Vorhersagen über die relative Bedeutung einzelner Variablen macht. Vor allem aber lassen sich die empirisch vorfindbaren Interaktionen erst mit Hilfe eines separaten Interaktionsterms vollständig abbilden. Dies belegt die höhere Erklärungskraft der MFS-Erklärung gegenüber den RC-Theorien der Wahlteilnahme. Man kann die empirische Zurückweisung der RC-Theorien der Wahlteilnahme als Beleg für die vielfach bemühten „Grenzen des RC-Ansatzes“ ansehen. Obgleich dies dem ersten Anschein nach eine schlechte Nachricht für Vertreter des RC-Ansatzes zu sein scheint, könnte diese Sichtweise in zweifacher Hinsicht zur Stärkung des RC-Ansatzes beitragen. Erstens könnte so die wissenschaftstheoretische Kritik an den „weiten“ RC-Theorien entkräftet werden. Trotz der Öffnung gegenüber beliebigen transitiven und vollständigen Präferenzen sind diese prinzipiell falsifizierbar. Zudem lässt das MFS nicht die gesamte Theorieentwicklung im Rahmen des RC-Ansatzes gegenstandslos werden. Vielmehr integriert es den RC-Ansatz in ein allgemeineres Handlungsmodell, das Bedingungen angibt, wann RC-Theorien anwendbar sind (rc-Modus) und wann nicht (as-Modus). Vor diesem Hintergrund ist zweitens eine stärkere statistische Erklärungskraft der bislang erforschten Anreizvariablen zu erwarten, 15 Die Verwendung des 10%-Signifikanzniveaus erscheint vor dem Hintergrund der geringen Teststärke gerechtfertigt (siehe dazu Abschnitt 5.2).

106

wenn die Gruppe der Wahlberechtigten mit relativ schwach verankerter Wahlnorm separat analysiert wird (Blais 2000: 101-3; Schoen und Falter 2003). Man kann den empirischen Ergebnissen im RC-Ansatz aber auch dadurch begegnen, dass man die – ohnehin wohl nur vereinfachend gemeinte – Annahme einer einheitlichen Nutzenfunktion fallen lässt. Offensichtlich gibt es zwei Typen von Wahlberechtigten mit typisch unterschiedlichen „Nutzenfunktionen“: Solche, in die alle relevanten Anreize eingehen und solche, in die ausschließlich die Übereinstimmung mit der Wahlnorm als Konsumnutzen eingeht. Eine derartige weite RC-Theorie der Wahlteilnahme würde sowohl mit der MFSHypothese als auch mit den Daten übereinstimmen und der RC-Ansatz hätte somit aufs Neue bewiesen, vermeintliche empirische Grenzen überschreiten zu können. Der Preis dieser erneuten und wohlgemerkt rein datengesteuerten Ausweitung des RC-Ansatzes wäre jedoch eine eindeutige Bestätigung der wissenschaftstheoretischen Kritik. Vor dem Hintergrund der dargestellten „Zwickmühle der Kritik“ erscheint die erste Sichtweise einer empirischen Begrenzung, aber wissenschaftstheoretischen und explanativen Stärkung des RC-Ansatzes daher angemessener (siehe bereits Green und Shapiro 1994: 69). Auch der Debatte um die Eigenart normativen Handelns konnte durch die MFS-Erklärung der Wahlteilnahme eine empirische Wende gegeben werden. Die Reduktion internalisierter Normen auf eine Komponente im Entscheidungskalkül des Akteurs, wie sie der weite RC-Ansatz ermöglicht, hat zwar seit jeher Unbehagen ausgelöst (unter anderem Barry 1970; Elster 1989; Bohman 1992; Yee 1997). Der von Elster (1989: 150) konstatierte „missing brute fact“ in rationalistischen Erklärungen normativen Handelns blieb bislang aber eine relativ vage Vorstellung über die autonome Wirkung sozialer Normen (Yee 1997: 1019-22). Mit Hilfe des modifizierten MFS (Kroneberg 2005) konnte er in dieser Arbeit präzisiert und empirisch nachgewiesen werden. Die Anwendung des MFS auf die Analyse des Wählerverhaltens steht erst an ihrem Anfang. Zukünftige Arbeiten sollten versuchen, über die Wahlteilnahme hinaus die Wahlentscheidung mit einzubeziehen. Einen entscheidenden Schritt in diese Richtung stellt bereits der theoretische Beitrag von Behnke (2001) dar, der unter anderem auf der Basis des MFS eine integrative Erklärung der Wahlentscheidung entwickelt. In ihr kommt der Parteiidentifikation die Rolle zu, die in dieser Arbeit die Wahlnorm eingenommen hat. Dass sich mit dem MFS überdies auch kollektive Phänomene erklären lassen, zeigt Beckers (2004) Erklärung von Ost-West-Unterschieden in der Wahlbeteiligung. Bei diesen und zukünftigen Anwendungen des MFS ist stets zu beachten, dass Unterschiede in der Verankerung und dem Inhalt mentaler Modelle letztlich auf

107

Unterschiede in der politischen Sozialisation und sozialen Einbettung von Individuen verweisen. Die Bedeutung, die das MFS scheinbar psychologischen Konstrukten wie dem Wahltag-Skript einräumt, könnte daher auch dazu behilflich sein, die dahinter stehenden Prozesse sozialer Beeinflussung theoretisch und empirisch in den Blick zu bekommen. Literatur Achen, Christopher H., 2002: Toward a New Political Methodology: Microfoundations and ART. Annual Review of Political Science 5, 423–50. Aldrich, John H., 1993: Rational Choice and Turnout. American Journal of Political Science 37, 246–78. Andreß, Hans-Jürgen, Jacques A. Hagenaars und Steffen Kühnel, 1997: Analyse von Tabellen und kategorialen Daten. Log-lineare Modelle, latente Klassenanalyse, logistische Regression und GSK-Ansatz. Berlin: Springer. Arzheimer, Kai und Jürgen W. Falter, 2003: Wahlen und Wahlforschung. In: Herfried Münkler (Hrsg.), Politikwissenschaft. Ein Grundkurs, 553–86, Hamburg: Reinbek. Barry, Brian, 1970: Sociologists, Economists and Democracy. London: CollierMacmillan. Becker, Rolf, 2001: Das Paradox der Wahlbeteiligung, das keines ist. Eine theoretische Rekonstruktion und empirische Anwendung des Ansatzes von Downs aus der Perspektive der Theorie subjektiver Werterwartung. In: Hans-Dieter Klingemann und Max Kaase (Hrsg.), Wahlen und Wähler. Analysen aus Anlass der Bundestagswahl 1998, 553–97, Wiesbaden: Westdeutscher Verlag. Becker, Rolf, 2004: Political Efficacy and Voter Turnout in East and West Germany. German Politics 13, 317–40. Behnke, Joachim, 2001: Parteineigung als Fakt oder Parteineigung durch Fakten. Der Einfluss von Issues auf das Wahlverhalten. Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie 53, 521–46. Blais, André, 2000: To vote or not to vote? The merits and limits of rational choice theory. Pittsburgh: University of Pittsburgh Press. Blais, André und Robert Young, 1999: Why Do People Vote? An Experiment in Rationality. Public Choice 99, 39–55. Blais, André, Robert Young und Miriam Lapp, 2000: The calculus of voting: An empirical test. European Journal of Political Research 37, 181–201. Bohman, James, 1992: The limits of rational choice explanation. In: James S. Coleman und Thomas J. Fararo (Hrsg.), Rational Choice Theory: Advocacy and Critique, 207–28, Newbury Park, California: Sage. Boudon, Raymond, 1998: Limitations of Rational Choice Theory. American Journal of Sociology 104, 817–28.

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110

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111

Die Analyse von Wählerpräferenzen mit Rank Ordered Logit Michael Herrmann, Susumu Shikano, Paul W. Thurner und Axel Becker* 1.

„Stated Choice“ versus „Stated Preferences“

„Wenn am nächsten Sonntag Bundestagswahl wäre, welche Partei würden Sie wählen?“ – Die so genannte Wahlabsicht ist eine der am häufigsten erhobenen und am meisten studierten Variablen in der empirischen Wahlforschung. Zur statistischen Analyse wird dabei zunehmend auf Verfahren wie das Multinomial Logit1 Modell zurückgegriffen, das in der Wahlforschung inzwischen weit verbreitet ist und auch zunehmend Einzug in die Methodenveranstaltungen politikwissenschaftlicher Fakultäten hält. Eine andere, mit der Wahlabsicht eng verwandte Variable, die ebenfalls in vielen Wahlstudien enthalten ist findet dagegen deutlich weniger Beachtung. Die Rede ist von den Parteipräferenzen der Wähler, also welche Partei sie am meisten präferieren, am zweitmeisten, usw. Der Grund für die geringe Aufmerksamkeit mag zum einen darin liegen, dass das Forschungsinteresse gegenüber der Wahlentscheidung generell größer ist als gegenüber Wählerpräferenzen, zum anderen bisher auch an einem Mangel an entsprechenden Analyseverfahren, die – ähnlich dem Multinomial Logit Modell in der Analyse der Wahlabsicht – es erlauben würden, Präferenzordnungen von Wählern einer multivariaten statistischen Analyse zuzuführen. Im Rahmen dieses Aufsatzes möchten wir ein solches Analyseverfahren – das so genannte Rank Ordered Logit Modell (ROL) – vorstellen, mit dem der herkömmliche Multinomial Logit Ansatz von der Analyse der Wahlabsicht auf die Analyse *

1

Eine frühere Fassung dieses Beitrags wurde auf der Jahrestagung des Arbeitskreises Handlungsund Entscheidungstheorie der DVPW 2005 präsentiert. Wir bedanken uns bei Martin Elff, Thomas Plümper, Volker Stocké, den Herausgebern und dem anonymen Gutachter für ihre Kommentare und Verbesserungsvorschläge. Unter dem Begriff Multinomial Logit sei im Folgenden auch das in der Literatur ebenfalls geläufige Conditional Logit Modell gefasst. Da es für die folgende Darstellung unerheblich ist, ob wir von Conditional oder Multinomial Logit sprechen und zudem das Conditional Logit als Spezialfall des Multinomial Logit aufgefasst werden kann (unter der Bedingung gleicher Koeffizienten der unabhängigen Variablen über alle Alternativen), beschränken wir uns auf die erste der beiden Bezeichnungen.

113

ordinaler Parteipräferenzen übertragen werden kann. Es ermöglicht damit eine Form der Analyse die in der Wahlforschung bisher kaum genutzt wurde. Der Terminologie von Louviere, Hensher und Swait (2000) folgend, werden wir im weiteren Verlauf auch von „Stated Preferences“ und „Stated Choice“ sprechen, je nachdem ob wir uns auf die Erklärung von Parteipräferenzen oder die Erklärung der Wahlabsicht beziehen. Im Folgenden möchten wir zunächst auf die Erhebung von Parteipräferenzen sowie deren Verfügbarkeit in allgemeinen Wahlumfragen eingehen. Anschließend stellen wir das ROL-Modell in seinen Grundzügen vor und demonstrieren anhand von drei Beispielen, wie die Stated Preference Analyse in der Wahlforschung eingesetzt werden kann. Abschließend geben wir einen Ausblick auf weitere potentielle Anwendungsmöglichkeiten des ROL in der Analyse von Wählerpräferenzen. Der Aufsatz richtet sich primär an Leser, die bereits Erfahrung in der Anwendung des Multinomial Logit Modells besitzen und mit der grundlegenden Struktur dieses Modells vertraut sind. Einsteiger seien beispielsweise auf Ben-Akiva und Lerman (1985), Train (1986) oder Thurner (1998) verwiesen. Zusammen mit den nachfolgenden Anwendungsbeispielen sucht der Beitrag das Interesse an der Stated Preference Analyse und ihren Anwendungsmöglichkeiten zu wecken. 2.

Parteipräferenzen in Wahlumfragen

Eine einfache und nahe liegende Art und Weise, Parteipräferenzen zu messen, besteht darin, Befragte dazu aufzufordern, Parteien, anhand des Kriteriums „besser“, „schlechter“ oder „gleich“ in eine Reihenfolge zu bringen. Derartige Fragen werden in Wahlstudien in der Regel nicht gestellt, dieselbe Information kann aber aus den Parteiskalometern gewonnen werden, die in nahezu jeder Wahlstudie abgefragt werden. Parteiskalometer messen – üblicherweise auf einer Skala von eins bis elf – die generelle Bewertung jeder einzelnen Partei. Aus den Skalometerwerten lässt sich für jeden Wähler eine eindeutige Rangordnung der abgefragten Parteien bilden, zum Beispiel aus den Skalometerwerten SPD = 7, CDU = 10, FDP = 8, Grüne = 7 und PDS = 1 die Rangordnung CDU f FDP f SPD ~ Grüne f PDS, wobei das Symbol „~“ die Rangplatzbindung zwischen SPD und Grünen kennzeichnet. Die Skalometerwerte werden dabei durch einfache Ordinalzahlen ersetzt, in denen lediglich der Rang der jeweiligen Partei in der Präferenzordnung des Wählers zum Ausdruck kommt. Zum Beispiel könnten den obigen Parteien folgende Rangnummern zugewiesen

114

werden SPD = 3, CDU = 1, FDP = 2, Grüne = 3 und PDS = 5. Welche Ordnungszahlen man im Einzelnen vergibt, ob aufsteigend oder absteigend, und welche Konventionen man bei Rangplatzbindungen zugrunde legt, spielt dabei eine untergeordnete Rolle sofern die Reihenfolge bzw. Ordinalität gewahrt bleibt. Aufgrund der hohen Verfügbarkeit von Skalometerdaten bietet sich diese Form der Präferenzmessung immer dann an, wenn kein alternatives Maß zur Verfügung steht. Darüber hinaus gewährleisten die so gewonnenen Rangordnungen bereits ex-ante eine Grundvoraussetzung für die Analyse von Präferenzen, nämlich die Transitivität der Präferenzrelationen. Transitivität erfordert, dass beispielsweise ein Wähler der die CDU der SPD vorzieht und SPD den Grünen, die CDU auch den Grünen vorzieht. Damit ist gewährleistet, dass sich alle Alternativen in eine eindeutige Reihenfolge bringen lassen. Bei Skalometermessungen ist dies offensichtlich immer der Fall, da die Vorgabe einer elf Punkte Skala bereits eine ordinale Antwort „erzwingt“. Damit kann grundsätzlich jede aus Skalometerdaten gewonnene Präferenzordnung dem in Abschnitt 3 vorgestellten Analyseverfahren zugeführt werden (vergleiche hingegen Brady und Ansolabehere 1989). Eine andere Möglichkeit der Gewinnung von Präferenzdaten, auf die wir uns im weiteren Verlauf stützen werden, besteht darin paarweise Vergleiche aller Kombinationen der Parteien abzufragen und daraus nachträglich für jeden Wähler eine Präferenzordnung zu konstruieren. Dieser Ansatz wurde in der deutschen und internationalen Wahlforschung bisher nur selten angewandt (Ausnahme: Pappi und Eckstein 1998). Im Gegensatz zur direkten Abfrage von Präferenzordnungen ermöglicht er die Identifikation zirkulärer Präferenzen, also dass beispielsweise die CDU der SPD vorgezogen wird und die SPD den Grünen, aber die Grünen wiederum der CDU vorgezogen werden. Damit kann man bei dieser Erhebungsart davon ausgehen, dass nur tatsächlich vorhandene Präferenzen gemessen werden, im Gegensatz zum Skalometeransatz, bei dem aufgrund des Frageformats eher die Gefahr besteht Artefakte zu generieren, also Rangordnungen, denen keine echte bzw. stabile Präferenz auf Seiten des Wählers zugrunde liegt. Die Präferenzmessung durch Paarvergleiche ermöglicht es also, stabile Präferenzordnungen von spontan in der Befragungssituation generierten Präferenzordnungen zu unterscheiden. Im Folgenden greifen wir daher auf eine Wahlumfrage aus dem Jahr 1994 zurück,2 in der Präferenzen durch

2

Die Interviews wurden im Oktober 1994 durchgeführt. Die Stichprobe enthält 2391 Befragte, 1891 aus Westdeutschland und 500 aus Ostdeutschland.

115

Paarvergleiche der fünf Parteien CDU, SPD, FDP, Grüne und PDS abgefragt wurden. Für die Paarvergleiche wurde folgende Frageformulierung verwendet: Ich lese Ihnen jetzt die Namen von jeweils zwei Parteien vor und möchte Sie bitten, mir zu sagen, welche der beiden Sie bevorzugen, wenn Sie nur zwischen diesen beiden entscheiden müssten. CDU oder SPD3 CDU oder FDP ... Die Grünen oder PDS

Bei fünf genannten Parteien ergeben sich insgesamt 10 paarweise Präferenzurteile (5×4/2). Dabei nannten die Befragten für jeden Vergleich ihre präferierte Partei oder bekundeten ihre Indifferenz zwischen den präsentierten Parteien („Ich kann mich nicht entscheiden“). Anhand dieser zehn Präferenzurteile lassen sich für 1544 westdeutsche und 389 ostdeutsche Befragte transitive Präferenzordnungen konstruieren, was insgesamt ungefähr 80% aller Befragten entspricht.4 Um einen Eindruck von der Verteilung dieser Präferenzordnungen zu vermitteln, sind die häufigsten Präferenzordnungen in Tabelle1 abgetragen. Demnach kommt im Westen die Präferenz c f f f s f g f p und im Osten c f s f f f g f p am häufigsten vor. Auf der anderen Seite macht die meistvorkommende Präferenz nur knapp 10% der jeweiligen Bevölkerung aus, die Verteilung zeigt also eine gewisse Heterogenität der Präferenzordnungen, die bei einer ausschließlichen Betrachtung der Wahlabsicht unentdeckt bleibt. Weiterhin fällt auf, dass in Westdeutschland sehr häufig CDU oder SPD an erster Stelle stehen und die PDS den letzten Rangplatz einnimmt. In Ostdeutschland fallen die Präferenzordnungen im Hinblick auf die PDS eher „bimodal“ aus, mit Wählern, die die PDS entweder am meisten oder am wenigsten präferieren, ihr aber selten einen mittleren Rangplatz zuweisen. Dies lässt sich auch aus Tabelle 2 ablesen, in der die Verteilung der fünf Parteien auf die einzelnen Präferenzränge und im Vergleich dazu die entsprechenden Verteilungen der Wahlabsichten hinsichtlich Erst- und Zweitstimme abgetragen sind. Dort sieht man auch, dass sich die CDU in Ostdeutschland ebenfalls bimodal auf den ersten und letzten Präferenzrang verteilt.

3 4

Für Befragte aus Bayern wurde die CSU anstelle der CDU genannt. Für 347 westdeutsche und 111 ostdeutsche Befragte ließ sich keine transitive Präferenzordnung konstruieren.

116

Tabelle 1: Häufig vorkommende Präferenzordnungen in West- und Ostdeutschland West Präferenzordnung cf ff sf gf p cf sf ff gf p sf gf cf ff p sf gf ff cf p sf c ~ f ~ g ~ p cf s ~ f ~ g ~ p sf cf gf ff p cf ff sf g ~ p cf ff sf gf p cf sf gf ff p cf ff gf sf p sf gf c ~ f ~ p sf cf ff gf p ff cf sf gf p gf sf cf ff p gf sf ff cf p sf ff cf gf p cf sf ff g ~ p sf ff gf cf p

Häufigkeit 101 82 59 45 41 40 37 36 32 31 30 29 24 23 20 20 17 16 16 1013

Anteil in % 9,97 8,09 5,82 4,44 4,05 3,95 3,65 3,55 3,16 3,06 2,96 2,86 2,37 2,27 1,97 1,97 1,68 1,58 1,58 100

Häufigkeit 19 14 13 12 10 8 8 7 6 5 5 5 4

Anteil in % 8,12 5,98 5,56 5,13 4,27 3,42 3,42 2,99 2,56 2,14 2,14 2,14 1,71

Kum. Anteil in % 9,97 18,07 23,89 28,33 32,38 36,33 39,98 43,53 46,69 49,75 52,71 55,58 57,95 60,22 62,19 64,17 65,84 67,42 69,00 -

Ost Präferenzordnung cf sf ff gf p cf sf gf ff p sf cf gf ff p cf ff sf gf p sf c ~ f ~ g ~ p cf s ~ f ~ g ~ p sf gf cf ff p cf ff gf sf p pf sf cf ff g pf gf sf c ~ f pf gf sf ff c sf pf gf ff c cf ff s ~ g ~ p

Kum. Anteil in % 8,12 14,10 19,66 24,79 29,06 32,48 35,90 38,89 41,45 43,59 45,73 47,86 49,57

117

Tabelle 1 (Forts.): Präferenzordnung cf gf ff sf p pf gf sf cf f pf sf gf c ~ f sf gf cf f ~ p sf pf cf gf f sf pf gf c ~ f

Häufigkeit 4 4 4 4 4 4 234

Anteil in % 1,71 1,71 1,71 1,71 1,71 1,71 100

Kum. Anteil in % 51,28 52,99 54,70 56,41 58,12 59,83 -

c = CDU/CSU; s = SPD; f = FDP; g = Grüne; p = PDS.

Darüber hinaus lassen sich einige weitere Regelmäßigkeiten feststellen (vergleiche Tabelle 2): Der Anteil von Erstpräferenzen liegt, außer bei PDS und SPD in Ostdeutschland immer zwischen dem der Zweit- und Erststimme. Die größeren Parteien (CDU, SPD) erhalten mehr Erststimmen, die kleineren Parteien mehr Zweitstimmen. Tabelle 2: Häufigkeiten von „Stated Choices“ und „Stated Preferences“ (in Prozent) West (N = 1013) Wahlabsicht Zweitstimme Erststimme CDU/CSU SPD FDP Grüne PDS

40,10 37,50 9,00 12,50 0,90

45,90 42,50 3,00 8,20 0,40

Erst-

Zweit-

43,80 39,20 5,00 11,40 0,60

14,00 24,80 25,80 23,30 1,10

Präferenz Dritt- Viert14,50 20,60 24,20 15,20 4,70

12,80 6,70 20,60 27,70 4,30

Fünft14,80 8,70 24,40 22,40 89,20

Ost (N = 234)

CDU SPD FDP Grüne PDS

118

Wahlabsicht Zweitstimme Erststimme 37,60 41,90 34,60 36,80 2,60 0,90 7,30 3,40 17,90 17,10

Erst- Zweit39,30 11,10 37,20 29,10 1,70 17,10 6,40 19,20 15,40 11,10

Präferenz Dritt11,50 18,40 18,40 29,90 6,00

Viert- Fünft10,30 27,80 6,40 9,00 22,60 40,20 21,40 23,10 6,40 61,10

Diese Abweichungen könnten durch strategische Erwägungen zustande kommen, wobei Wähler mit einer (Erst-)Präferenz für eine kleine Partei mit der Erststimme eine große Partei wählen um ihre Stimme nicht zu verschwenden („Wasted Vote“). Wähler mit einer (Erst-)Präferenz für eine große Partei geben hingegen ihre Zweitstimme einer kleinen Partei (Leihstimme, um ihr den Einzug in den Bundestag zu erleichtern (Pappi und Thurner 2002). Unter diesen Umständen bieten sich zur Modellierung von nicht explizit strategischem Wählerverhalten – wie beispielsweise sachfragenorientiertem Wählen, Wählen gemäß langfristiger Parteineigungen oder sozialstruktureller Parteibindungen – die Parteipräferenzen als möglicherweise valideres Ersatzmaß für die Wahlintention an. Ein geeignetes statistisches Verfahren zur Modellierung dieser Stated Preferences stellt das so genannte Rank Ordered Logit Modell dar, das nun in seinen Grundzügen vorgestellt werden soll. 3.

Rank Ordered Logit

Das Rank Ordered Logit Modell gehört, wie das Multinomial Logit Modell, zur Klasse der „Discrete Choice“ Modelle. Tatsächlich ist es eine Ausweitung bzw. wiederholte Anwendung des multinomialen Entscheidungsmodells für den Fall multipler – aneinander anknüpfender – Entscheidungen. Um ein möglichst intuitives Verständnis des ROL-Modells zu ermöglichen, wird bei der folgenden Einführung versucht, die mathematische Darstellung auf ein Minimum zu reduzieren und die Notation so konkret wie möglich zu gestalten.5 Für tiefer gehende technische Einführungen in das ROL sei der interessierte Leser beispielsweise auf die Aufsätze von Beggs et al. (1981), Chapman und Staelin (1982), Hausman und Ruud (1987), Allison und Christakis (1994) und Skrondal und RabeHesketh (2003) verwiesen. Betrachten wir im Folgenden einen Wähler, der sich zwischen den vier Parteien CDU, SPD, FDP, Grüne gegeben deren politische Positionen in der Zuwanderungs- und Umweltpolitik entscheiden muss. Die Wahrscheinlichkeit, dass dieser Wähler eine der vier Parteien zum Beispiel die CDU wählt, lässt sich mit dem Multinomial Logit Modell wie folgt ausdrücken:

5

Beispielsweise soll auf eine allgemeine Schreibweise, wie X, i, j, k zugunsten inhaltlicher Größen (das heißt erklärende Variablen, Parteien, etc.) verzichtet werden.

119

Pr(Wahl = CDU ) =

e VCDU

∑ j∈{CDU , SPD, FDP,Grüne} e

Vj

=

e VCDU e VCDU + e VSPD + e VFDP + e VGrüne

wobei: VCDU = β CDU + β 1 ZUZUG + β 2UMWELT V SPD = β SPD + β 1 ZUZUG + β 2UMWELT V FDP = β FDP + β 1 ZUZUG + β 2UMWELT VGrüne = β Grüne + β 1 ZUZUG + β 2UMWELT .

V steht dabei für die Gesamtbewertung einer Partei durch den Wähler, VCDU bezeichnet beispielsweise die Bewertung der CDU. Diese bestimmt sich aus den wahrgenommenen Distanzen zum Wähler in den Fragen der Zuwanderungspolitik (ZUZUG) und der Umweltpolitik (UMWELT). In den β-Koeffizienten kommt das Gewicht der einzelnen Sachfragen für die Entscheidung des Wählers zum Ausdruck, βCDU bezeichnet eine alternativenspezifische Konstante. Je wichtiger eine Sachfrage, zum Beispiel die Zuwanderungspolitik, desto höher ist ihr Einfluss auf die Bewertung der einzelnen Parteien und damit auf die Entscheidung zur Wahl dieser Partei. Analog zu der obigen Gleichung lassen sich die Wahrscheinlichkeiten angeben, dass der Wähler sich für SPD, FDP oder Grüne entscheidet, indem man einfach im Zähler des Bruchs die (exponenzierte) Bewertung der CDU mit der (exponenzierten) Bewertung der SPD, FDP oder den Grünen ersetzt. Der Nenner bleibt unverändert, er enthält lediglich die Summe der (exponenzierten) Bewertungen aller Parteien j im „Choice Set“ des Wählers (hier: CDU, SPD, FDP und Grüne). Für die folgende Darstellung sei darauf hingewiesen, dass das Multinomial Logit Modell ein Ausdruck für die Wahrscheinlichkeit ist, dass Partei j (hier: die CDU) am höchsten bewertet wird.6 Es ist also gleichbedeutend, ob wir von der Wahrscheinlichkeit sprechen die CDU zu wählen, oder der Wahrscheinlichkeit, dass die CDU am meisten präferiert wird. 6

In Vj kommt nämlich nicht die tatsächliche Bewertung einer Partei zum Ausdruck, sondern lediglich der Teil, der auf direkt beobachtbare Attribute der Parteien oder des Wählers zurückgeführt werden kann. Dazu addiert sich ein zufälliger Bewertungsterm, der einer bestimmten Verteilung folgt – im Falle des Multinomial Logit Modells der so genannten Gumbel- oder Extremwertverteilung. Aus der Annahme, dass stets die am höchsten bewertete Partei gewählt wird, lässt sich direkt das MNL-Modell ableiten (McFadden 1974, Ben-Akiva und Lerman 1985). Vor diesem Hintergrund ist das MNL nichts weiter als ein Ausdruck für die Wahrscheinlichkeit, dass die Bewertung von Partei j über der der übrigen Parteien liegt.

120

Für eine möglichst intuitive Darstellung des Rank Ordered Logit Modell gehen wir davon aus, dass der Wähler nacheinander eine Reihe von Auswahlentscheidungen trifft: Zunächst wählt er unter den vier Parteien CDU, SPD, FDP und Grüne die für ihn beste aus, beispielsweise die CDU. Unter den verbliebenen Parteien, SPD, FDP und Grüne wählt er erneut und entscheidet sich für die FDP. Zum Schluss gibt er noch der SPD den Vorzug vor den Grünen. Dies impliziert die folgende Rangordnung: CDU f FDP f SPD f Grüne. Auf diese Weise lässt sich jede Rangordnung als Ergebnis eines sequentiellen Auswahlprozesses auffassen. Die Auswahlwahrscheinlichkeiten in jedem Stadium des Ranking-Prozesses können mit dem Multinomial Logit Modell ausgedrückt werden, wobei je nach Stadium die Anzahl der verfügbaren Parteien eingeschränkt werden muss. Das heißt, die Wahrscheinlichkeit, dass die FDP in der obigen Rangordnung den zweiten Platz erhält, lässt sich mit einem Multinomial Logit Modell der Wahl der FDP aus den drei Parteien {SPD, FDP, Grüne} ausdrücken. Die Wahrscheinlichkeit, dass die SPD den dritten Rangplatz erhält lässt sich mit einem Multinomial Logit Modell der Wahl der SPD aus {SPD, Grüne} ausdrücken. Die Wahrscheinlichkeit der gesamten Rangordnung, CDU f FDP f SPD f Grüne ist dann einfach das Produkt der einzelnen Auswahlwahrscheinlichkeiten, also ein MNL für die Wahl der CDU aus {CDU, SPD, FDP, Grüne}, multipliziert mit einem MNL für die Wahl der FDP aus {SPD, FDP, Grüne}, multipliziert mit einem MNL für die Wahl der SPD aus {SPD, Grüne}:7 Pr (CDU f FDP f SPD f Grüne) eV eV = V V ∑ j∈{CDU , SPD, FDP,Grüne} e ∑ j ={SPD, FDP,Grüne} e CDU

eV

FDP

j

j

∑

SPD

Vj

j ={SPD ,Grüne}

e

In der Literatur wird dieses Modell oft als Exploded Logit bezeichnet, da die Rangordnung der Parteien auf vier Auswahlstufen ausgeweitet („explodiert“) wird (Chapman und Staelin 1982).8 Man kann es als eine direkte An-

7 8

Die Wahrscheinlichkeit der Wahl der Grünen ist trivialerweise eins und taucht daher nicht in der Modellgleichung auf. Diese „Explosion“ kann auch zu einem früheren Zeitpunkt beendet werden, indem man spätere Alternativen als Letztpräferenz kodiert (Chapman und Staelin 1982, Allison und Christakis 1994). Dies ist vor allem dann sinnvoll, wenn man davon ausgehen muss, dass die Deutlichkeit bzw. Eindeutigkeit der Präferenzrelationen zum Ende der Rangordnungen hin abnimmt (Hausman und Ruud 1987). Auf den Kontext der Wahlforschung angewandt, wäre beispielsweise zu

121

wendung des Multinomial Logit Ansatzes auf Rangdaten verstehen. Für Rangordnungen, bei denen eine Partei den ersten und alle anderen den zweiten Rangplatz erhalten ist das ROL mathematisch äquivalent zu einem einfachen MNL, das heißt bei einer ausschließlichen Analyse der Erstpräferenz liefern beide Modelle identische Ergebnisse. Für die Anwendung des ROL ist es darüber hinaus nicht erforderlich, dass die Präferenzordnungen vollständig sind, das heißt dass alle Alternativen einen unterschiedlichen Rangplatz erhalten. Mit entsprechenden Modifikationen lassen sich auch unvollständige Rangordnungen analysieren, bei denen Befragte nur zu einer Teilmenge der Parteien ihre Präferenz angeben. Mit einigen weiteren Modifikationen lassen sich überdies auch Rangordnungen mit Rangplatzbindungen in die ROL-Analyse integrieren (siehe dazu Allison und Christakis 1994).9 Die Interpretation von Effektkoeffizienten im ROL-Modell erfolgt auf dieselbe Weise wie im herkömmlichen MNL-Modell (vergleiche Long 1997, Long und Freese 2006), beispielsweise bedeutet ein negativer (Logit-)Koeffizient der Variable ZUZUG, dass der Wähler sich, ceteris paribus, umso eher für eine Partei (beispielsweise CDU) entscheidet, je geringer die Distanz zu dieser Partei in der Frage der Zuwanderungspolitik ausfällt, das heißt je näher sie seiner Idealvorstellung in dieser Sachfrage kommt. Bisher blieben solche Aussagen auf die Wahlentscheidung bzw. Stated Choice der Befragten beschränkt, mit dem ROL-Modell lassen sich auch die Parteipräferenzen bzw. Stated Preferences der Wähler auf diese Weise erklären. Rein technisch gesehen bringt dies den Vorteil mit sich, dass mehr Information in die Schätzung der Koeffizienten eingeht als im MNL-Modell, da wir für jeden Befragten nicht nur beobachten, welche Alternative er am höchsten bewertet, sondern auch seine Bewertungen der übrigen Alternativen. Dies erhöht die Präzision der Koeffizientenschätzungen, da wir mit größerer Sicherheit sagen können, wie wichtig ein bestimmtes Merkmal (zum Beispiel die Nähe einer Partei in der Zuwanderungspolitik) für die Gesamtbewertung der Partei ist. Statistisch drückt sich dies in geringeren Standardfehlern der geschätzten Koeffizienten aus. Insgesamt bietet das ROL-Modell den Zugang zu einem Datentyp, der bisher in der Wahlforschung kaum genutzt wurde. Es ermöglicht die multivariate

9

erwarten, dass die Abnahme in der Qualität von Präferenzurteilen vom Grad der politischen Informiertheit der Befragten abhängt. Das ROL-Modell mitsamt den Routinen zur Berücksichtigung von Rangplatzbindungen und unvollständigen Rangordnungen ist in der Statistik Software Stata (ab Version 8) implementiert. Die NLogit-Software aus dem Statistik Paket Limdep bietet ebenfalls die Möglichkeit der ROLAnalyse, allerdings nur unter der Bedingung, dass keine Rangplatzbindungen vorliegen.

122

Analyse von Rangdaten und eröffnet damit eine Reihe von neuen Anwendungen und bietet sich zudem als nützliche Ergänzung des herkömmlichen MNLAnsatzes an. Im Folgenden soll dies anhand von drei Beispielen verdeutlicht werden. 3.1 Erstes Beispiel: Wahlabsicht versus Parteipräferenz Wir wenden uns zunächst der Frage zu, inwiefern sich die Ergebnisse einer Stated Choice-Analyse der Wahlabsicht von einer Stated Preference-Analyse der Parteipräferenzen unterscheiden. Als erklärende Variablen verwenden wir dabei die Nähe der Wähler zu den jeweiligen Parteien in den Sachfragen, Tempolimit, Verbrechensbekämpfung und Arbeitsbeschaffungsmaßnahmen, jeweils gemessen als die absolute Differenz auf einer Skala von 1 bis 7, sowie die retrospektive Bewertung der Regierungsarbeit der damaligen Regierung aus CDU und FDP (1 = zufrieden, 0 = unzufrieden). Inhaltlich gehen wir damit von sachfragenorientiertem und retrospektivem Wählen aus. Um die Ergebnisse beider Analysen miteinander vergleichen zu können, beschränken wir uns auf Befragte, die angaben, mit ihrer Erst- und Zweitstimme eine der fünf Parteien CDU, SPD, FDP, Grüne und PDS zu wählen und eine transitive Rangordnung zwischen diesen Parteien besitzen, ohne Rangplatzbindung auf dem ersten Rang.10 Dies entspricht 1013 westdeutschen und 234 ostdeutschen Befragten. Hinsichtlich der Wählerpräferenzen wurden zwei Analysen durchgeführt. In der ersten Analyse wurde nur die Erstpräferenz berücksichtigt und damit die Rangordnung zwischen den übrigen Parteien ignoriert. In die zweite Analyse ging die gesamte Präferenzordnung der Wähler ein.11 Tabellen 3 und 4 geben die Ergebnisse der Analyse von Erst- und Zweitstimme gegenüber der Parteipräferenz wieder. Aufgrund geringer Zellbesetzungen lassen sich die Effekte der Regierungszufriedenheit auf die Auswahl von PDS vs. CDU bzw. der Erstpräferenz für PDS vs. CDU nur schwer bestimmen, daher die ungewöhnlich hohen Koeffizienten und Standardfehler. Dieses Problem entsteht dadurch, dass nur wenige Befragte in Westdeutschland der PDS den ersten Rangplatz zuweisen. 10 Befragte mit Rangplatzbindung auf dem ersten Rang wurden deshalb von der Analyse ausgeschlossen, weil ihre Präferenz mit dem MNL nicht analysiert werden kann. Mit ROL lassen sich Befragte mit Rangplatzbindungen problemlos analysieren (Allison und Christakis 1994). 11 Alle Modellschätzungen wurden mit dem Statistikprogramm Stata („clogit“ und „rologit“) durchgeführt. Sämtliche Analysen wurden für Ost- und Westdeutsche getrennt durchgeführt.

123

Tabelle 3: Ergebnisse der Maximum Likelihood Schätzungen von Multinomial und (Stated Choice) Rank Ordered Logit (Stated Preference) für die westdeutsche Stichprobe (N = 1013) Stated Choice Zweitstimme Konstante_S Konstante_F Konstante_G Konstante_P Tempolimit Sicherheit ABM Reg_S Reg_F Reg_G Reg_P Log-Likelihood Nullmodell Vollmodell LR

Koef. 1,32* -1,12* 0,35* -2,32* -0,18* -0,12*

SF 0,13 0,21 0,15 0,37 0,03 0,02

-0,22* -2,75* -0,30 -2,94* -3,07*

0,03 0,20 0,26 0,31 1,07

-1269,32 -965,71 607,21

Erststimme Koef. SF 1,36* 0,13 -1,69* 0,26 -0,19 0,17 -3,11* 0,51 -0,17* 0,03 -0,15* 0,03 -0,23* 0,03 -2,81* 0,19 -1,59* 0,39 -2,94* 0,36 -14,50 420,73 -1065,76 -754,54 622,43

Stated Preference Vollständige 1. Präferenz Präferenz Koef. SF Koef. SF 1,37* 0,13 1,55* 0,09 -1,36* 0,23 -0,52* 0,08 0,26 0,16 0,49* 0,09 -2,62* 0,43 -2,34* 0,13 -0,21* 0,03 -0,17* 0,02 -0,15* 0,03 -0,14* 0,02 -0,21* 0,03 -0,17* 0,02 -2,90* 0,20 -3,09* 0,15 -1,03* 0,31 -1,15* 0,14 -3,21* 0,34 -3,04* 0,16 -16,24 785,75 -3,57* 0,30 -1171,53 -845,70 651,66

-3191,42 -2496,75 1389,34

CDU ist Referenzalternative. Koef.: Koeffizient, SF: Standardfehler. *p < 0,05.

Auf hinteren Rangplätzen, insbesondere auf dem letzten Rang ist sie wesentlich häufiger vertreten (vergleiche Tabellen 1 und 2), weshalb die Schwierigkeiten bei der Koeffizientenschätzung verschwinden, sobald wir die vollständigen Präferenzordnungen der Wähler zu Grunde legen. Die Ergebnisse fallen insgesamt ähnlich aus, die Koeffizienten der Sachfragenvariablen sind alle wie erwartet negativ, das heißt je größer die Distanz zu einer Partei in einer Sachfrage desto geringer die Wahrscheinlichkeit der Wahl dieser Partei. Auch die Koeffizienten bezüglich der Bewertung der Regierungsarbeit fallen negativ aus, allerdings muss man diese in Bezug auf die Referenzalternative, das heißt die Wahl der CDU interpretieren. Demnach verringert eine positive Bewertung der Regierungsarbeit die Wahrscheinlichkeit der Wahl aller Parteien relativ zur CDU. Für die Wahl von SPD, Grünen und PDS leuchtet dies

124

auch unmittelbar ein, für den Koalitionspartner FDP wäre dies nicht unbedingt zu erwarten. Interessanterweise hat in Westdeutschland die Regierungsbewertung auch keinen signifikanten Einfluss auf die Entscheidung mit der Zweitstimme der FDP oder CDU zu wählen, auf die Wahl mit der Erststimme dagegen schon. Welchem Befund soll man nun glauben? Ein Blick auf die Ergebnisse der Präferenzanalyse bestätigt eher den zweiten Befund: Die CDU profitiert von der Zufriedenheit mit der Regierungsarbeit signifikant mehr als die FDP, wenn auch vielleicht nicht ganz so stark, wie es allein die Betrachtung der Erststimme glauben macht, da die Koeffizienten der Präferenzanalyse etwas kleiner ausfallen als im Modell der Erststimmenwahl. Tabelle 4: Ergebnisse der Maximum Likelihood Schätzungen von Multinomial (Stated Choice) und Rank Ordered Logit (Stated Preferences) für die ostdeutsche Stichprobe (N = 234) Stated Choice Zweitstimme Koef. SF Konstante_S 0,96* 0,31 Konstante_F -1,66* 0,63 Konstante_G -0,55 0,40 Konstante_P 0,60 0,32 Tempolimit -0,15* 0,05 Sicherheit -0,11* 0,05 ABM -0,20* 0,05 Reg_S -2,15* 0,39 Reg_F -1,56 0,87 Reg_G -2,36* 0,62 Reg_P -4,43* 0,79 Log-Likelihood Nullmodell Vollmodell LR

-310,69 -244,70 131,98

Erststimmme Koef. 1,14* -2,74* -1,24* 0,58 -0,17* -0,06 -0,17* -2,75* -1,74 -2,79* -4,60*

SF 0,30 1,03 0,49 0,32 0,06 0,05 0,05 0,40 1,44 0,88 0,79

-278,60 -207,95 141,29

Stated Preference Vollständige 1. Präferenz Präferenz Koef. SF Koef. SF 1,01* 0,29 1,23* 0,19 -2,87* 1,03 -0,46* 0,19 -0,97* 0,42 0,31 0,19 0,30 0,32 -0,03 0,19 -0,16* 0,05 -0,13* 0,03 -0,06 0,05 -0,05 0,03 -0,18* 0,05 -0,15* 0,03 -2,42* 0,38 -2,23* 0,27 -0,40 1,19 -1,35* 0,28 -1,80* 0,61 -2,38* 0,28 -3,76* 0,68 -3,97* 0,36 -296,83 -237,09 119,49

-875,22 -740,91 268,63

CDU ist Referenzalternative. Koef.: Koeffizient, SF: Standardfehler. *p < 0,05.

125

Ein ähnliches Bild zeigt sich auch in Ostdeutschland. Hier hat die Regierungszufriedenheit weder bei der Erst- noch bei der Zweitstimmenwahl einen Einfluss auf die Entscheidung FDP oder CDU zu wählen. Nur wenn wir die (vollständigen) Präferenzen der Wähler betrachten, zeigt sich, dass die Regierungszufriedenheit doch einen signifikanten Effekt auf die Präferenz für die CDU gegenüber der FDP hat. Dieser Effekt ergibt sich aber offensichtlich erst, wenn man die vollständigen Präferenzen der Wähler betrachtet, die Betrachtung der Erstpräferenz alleine reicht dafür nicht aus. Bis hierher lässt sich festhalten, dass die Ergebnisse der Stated Choice und Stated Preference-Analysen insgesamt zu ähnlichen Schlussfolgerungen führen. In Detailfragen, wie dem Effekt der Regierungszufriedenheit auf die Wahl des kleinen Koalitionspartners bietet die Präferenzanalyse eine nützliche Ergänzung zur Betrachtung der Wahlabsicht, insgesamt aber scheinen Wahlabsicht und Parteipräferenz gleichermaßen zur Modellierung von Wählerverhalten (in Abhängigkeit von Sachfragenorientierung und Regierungszufriedenheit) geeignet. Im nächsten Abschnitt möchten wir uns daher der Stated Preference-Analyse bedienen um die Übertragbarkeit unserer Befunde auf diejenigen Befragten zu überprüfen, die aufgrund fehlender Angaben zu ihrer Wahlabsicht in herkömmlichen Stated Choice Analysen nicht berücksichtigt werden. 3.2 Zweites Beispiel: Antwortverweigerung zur Wahlabsicht Antwortverweigerungen bei der Angabe der Wahlabsicht sind ein generelles Problem in der Wahlforschung. Die am weitesten verbreitete Strategie im Umgang mit fehlenden Werten ist der Ausschluss der Befragten aus der Analyse (King et al. 2001), das heißt empirische Überprüfungen von Modellen des Wählerverhaltens werden nur für die Teilmenge von Befragten vorgenommen, die gültige Angaben zu ihrer Wahlabsicht gemacht haben. Das Verhalten der übrigen Wähler bleibt dabei im Dunkeln, was die Gültigkeit der gewonnenen Ergebnisse notwendigerweise einschränkt.12 Die im vorangegangenen Abschnitt gewonnenen Resultate legen den Schluss nahe, dass das Wahlverhalten von der Nähe zu den einzelnen Parteien in politischen Sachfragen sowie von der Zufriedenheit mit der Regierungsarbeit abhängt (insbesondere auch, dass die CDU von 12 Dies ist vor allem dann problematisch, wenn man davon ausgeht, dass fehlende Angaben zur Wahlabsicht nicht gleichbedeutend sind mit Desinteresse bzw. der Absicht nicht zur Wahl zu gehen, sondern dass Befragte tatsächlich eine Wahlabsicht besitzen, diese aber gegenüber dem Interviewer nicht preisgeben möchten.

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letzterer mehr profitiert als die FDP). Es stellt sich die Frage, ob dies auch für Wähler gilt, die keine Angaben zu ihrer Wahlentscheidung gemacht haben? Da Antwortverweigerungen bei der Wahlentscheidung weit häufiger vorkommen als bei der Parteipräferenz bieten sich die Präferenzen als alternatives Maß zur Modellierung des Wahlverhaltens an.13 Tabelle 5: Ergebnisse der Maximum Likelihood Schätzungen von Rank Ordered Logit für Wähler, die Angaben zu Erst- und Zweitstimme verweigert haben

Konstante_S Konstante_F Konstante_G Konstante_P Tempolimit Sicherheit ABM Reg_S Reg_F Reg_G Reg_P Log-Likelihood Nullmodell Vollmodell LR

Westdeutschland Vollständige 1. Präferenz Präferenz Koef. SF Koef. SF 0,51* 0,19 0,72* 0,15 -1,90* 0,39 -1,00* 0,16 -0,46 0,24 -0,49* 0,16 -2,64* 0,53 -3,12* 0,25 -0,20* 0,05 -0,18* 0,03 -0,19* 0,05 -0,14* 0,03 -0,15* 0,05 -0,10* 0,03 -2,06* 0,37 -2,39* 0,30 -1,14 0,71 -1,62* 0,33 -1,50* 0,48 -1,85* 0,33 -43,93 0,00 -3,18* 0,77 -323,66 -273,70 99,92

-763,85 -670,92 185,86

Ostdeutschland Vollständige 1. Präferenz Präferenz Koef. SF Koef. SF 1,20* 0,44 1,31* 0,30 -0,80 0,69 -0,18 0,30 -0,59 0,63 0,49 0,29 0,15 0,51 -0,18 0,30 -0,04 0,08 -0,11* 0,05 -0,02 0,09 -0,04 0,05 -0,18* 0,09 -0,07 0,05 -1,87* 0,64 -1,75* 0,48 -1,75 1,25 -1,78* 0,55 -1,47 1,00 -2,53* 0,54 -2,84* 1,16 -3,17* 0,66 -98,58 -90,04 17,08

-263,30 -241,28 44,04

CDU ist Referenzalternative. Koef.: Koeffizient, SF: Standardfehler. *p < 0,05. 13 In der vorliegenden Studie verweigerten 26% aller west- und 36% aller ostdeutschen Befragten die Auskunft über ihre Wahlabsicht mit Erst- und Zweitstimme. Dem gegenüber stehen nur 17% bzw. 23% von Befragten, die keine verwertbaren Angaben zu ihrer Parteipräferenz gemacht haben (zum Beispiel Verweigerung, vollständige oder Teilintransitivität). Weiterhin kommt die Verweigerung der Wahlabsicht bei gleichzeitiger Angabe der Parteipräferenz mit 16% im Westen und 19% im Osten wesentlich häufiger vor als der umgekehrte Fall, Angabe der Wahlabsicht aber keine verwertbare Präferenz, mit jeweils 7% in beiden Teilen Deutschlands.

127

Tabelle 5 gibt die Ergebnisse der ROL-Schätzungen für diese Befragtengruppe wieder. Die Zahl der Wähler, die zwar transitive Präferenzordnungen besitzen, aber die Angabe ihrer Wahlabsicht hinsichtlich Erst- und Zweitstimme verweigern, beträgt in der vorliegenden Studie 266 in West- und 73 in Ostdeutschland. Wieder wurden jeweils zwei getrennte Analysen durchgeführt, in die erste Analyse ging nur die Erstpräferenz der Befragten ein und in der zweiten Analyse wurden wieder die vollständigen Präferenzordnungen berücksichtigt. Die Ergebnisse sind denen aus Abschnitt 3.1 bemerkenswert ähnlich. Die Koeffizienten der Sachfragenvariablen fallen durchweg negativ aus und sind weder deutlich größer noch deutlich kleiner als in den ROL-Modellen aus Beispiel 1. Auch der Einfluss der Regierungszufriedenheit fällt nicht wesentlich verschieden aus: Wieder profitiert die CDU am meisten von einer positiven Bewertung der Regierungsarbeit, wobei der signifikante Unterschied zur FDP ebenfalls erst mit der Betrachtung der gesamten Präferenzordnungen das 5%Signifikanzniveau erreicht.14 Insgesamt legt dies den Schluss nahe, dass sich die Ergebnisse aus dem vorangegangenen Abschnitt auch auf Wähler übertragen lassen, die aufgrund fehlender Angaben zu ihrer Wahlabsicht nicht in der Analyse enthalten waren. Dieser Befund ist insofern bemerkenswert, als er die Gültigkeit von Konzepten wie Sachfragenorientierung und Regierungszufriedenheit für eine Gruppe von Wählern aufzeigt, die in herkömmlichen Stated Choice Analysen nicht enthalten sind. Da Präferenzangaben generell weniger von Ausfällen betroffen sind, bietet sich hier die Stated Preference Analyse als einfache Möglichkeit an, die Beschränkungen denen der Stated Choice Ansatz in dieser Hinsicht unterworfen ist, zu umgehen. Prinzipiell lässt sich diese Vorgehensweise auch zur Überprüfung anderer Konzepte aus der Wahlforschung, wie langfristige Parteineigungen oder sozialstrukturelle Bindungen anwenden. Eine weitere wertvolle Eigenschaft der Präferenzanalyse, die wir im nächsten Abschnitt demonstrieren möchten, ist die Reliabilität der Koeffizientenschätzungen. Diese erlaubt es uns präzisere Aussagen über „kleine“ Wählergruppen zu machen, was im Folgenden anhand der Gruppe der Gewerkschaftsmitglieder exemplarisch verdeutlicht werden soll.

14 Auch hier ergeben sich wieder Probleme bei der Schätzung des Effektes der Regierungszufriedenheit auf die Bewertung der PDS in Westdeutschland.

128

3.3 Drittes Beispiel: Gruppenspezifische Analyse von Gewerkschaftlern Bei der Vorstellung des ROL-Modells wurde bereits darauf hingewiesen, dass Koeffizientenschätzungen unter ROL generell effizienter sind, das heißt einen geringeren Schätzfehler aufweisen, als einfache MNL-Schätzungen. Das liegt daran, dass im ROL jede Rangordnung als eine Sequenz Auswahlentscheidungen modelliert wird, wir beobachten also für jeden Befragten nicht mehr nur eine Entscheidung (seine Wahlabsicht bzw. Erstpräferenz), sondern je nach Anzahl der vergebenen Rangplätze eine ganze Reihe von Entscheidungen. Die Rangordnung eines Wählers, der beispielsweise allen fünf Parteien einen eindeutigen Rang von 1 bis 5 zuweist, impliziert insgesamt vier Auswahlentscheidungen. Dieser Zugewinn an Information verringert die Unsicherheit bei der Bestimmung des Einflusses der erklärenden Variablen auf die Parteibewertung des Wählers, was im Umkehrschluss bedeutet, dass wir bereits mit relativ wenigen Befragten zuverlässige Koeffizientenschätzungen erzielen können. In der Wahlforschung kann dies bei der Betrachtung von Subgruppen, beispielsweise Selbständigen, Gewerkschaftsmitgliedern oder Arbeitslosen, von Vorteil sein, die zwar theoretisch interessant sein mögen, aber in Wahlumfragen meist nur in relativ geringer Zahl vertreten sind. Beispielsweise könnte es von Interesse sein ob sich Gewerkschaftsmitglieder in Ost- und Westdeutschland hinsichtlich des Einflusses von Sachfragenorientierung und Zufriedenheit mit der Regierungsarbeit von der Gesamtwählerschaft unterscheiden. In der vorliegenden Studie beträgt die Zahl der Gewerkschaftsmitglieder, die gültige Angaben zu ihrer Wahlabsicht und Parteipräferenz machen, 213 für West- und 59 für Ostdeutschland. Herkömmliche MNL-Analysen der Wahlabsicht stoßen hier schnell an ihre Grenzen, was aus den Ergebnissen in Tabelle 6 und insbesondere Tabelle 7 deutlich hervor geht.15 Vor allem in der ostdeutschen Gruppe erreicht kaum ein Effekt mehr das 5%-Signifikanzniveau, was sie im herkömmlichen Sinn statistisch bedeutsam machen würde. Eine Reihe von Effekten lässt sich überdies gar nicht mehr angemessen schätzen, etwa der Einfluss der Regierungszufriedenheit auf die Erststimmenwahl der FDP in Ostdeutschland oder der Effekt der Regierungszufriedenheit auf die Zweitstimmenwahl der PDS in Westdeutschland. Erst die Berücksichtigung der vollstän15 Das hier gewählte Beispiel dient in erster Linie der Veranschaulichung. Wem die Betrachtung ost- und westdeutscher Gewerkschaftsmitgliedern etwas aufgesetzt erscheint, der stelle sich beispielsweise Arbeitslose in Ostdeutschland vor, bei denen die Frage nach dem Erklärungsgehalt von Sachfragenorientierung und Regierungszufriedenheit vielleicht eher von Interesse sein sollte.

129

digen Präferenzordnungen erlaubt eine stabile Schätzung aller Koeffizienten für ost- und westdeutsche Gewerkschaftler. Die Ergebnisse unterscheiden sich dabei nicht wesentlich von den Befunden aus den vorangegangenen Beispielen, was den Schluss nahe legt, dass Gewerkschaftler sich in ihrem Wahlverhalten nicht wesentlich von der übrigen Wählerschaft unterscheiden. Tabelle 6: Ergebnisse der Maximum Likelihood Schätzungen von Multinomial (Stated Choice) und Rank Ordered Logit (Stated Preferences) für Gewerkschaftsmitglieder in Westdeutschland (N = 213) Stated Choice Zweitstimme Koef. SF 1,37* 0,28 Konstante_S -1,14* 0,47 Konstante_F 0,34 0,33 Konstante_G -2,36* 0,75 Konstante_P -0,19* 0,05 Tempolimit -0,17* 0,05 Sicherheit -0,29* 0,07 ABM -1,92* 0,43 Reg_S -0,61 0,63 Reg_F -3,37* 1,07 Reg_G -13,18 473 Reg_P Log-Likelihood -256,01 Nullmodell -189,53 Vollmodell 132,96 LR

Erststimmme Koef. 1,52* -3,01* -0,18 -16,47 -0,23* -0,17* -0,24* -2,17* -0,86 -3,01* -1,49

SF 0,27 1,03 0,36 794 0,05 0,06 0,07 0,43 1,44 1,08 1657

-202,23 -138,37 127,72

Stated Preference Vollständige 1. Präferenz Präferenz Koef. SF Koef. SF 1,42* 0,28 1,55* 0,19 -2,32* 0,74 -0,64* 0,17 0,29 0,33 0,34 0,18 -3,10* 1,03 -2,52* 0,25 -0,29* 0,06 -0,21* 0,03 -0,14* 0,06 -0,15* 0,03 -0,24* 0,07 -0,18* 0,03 -2,23* 0,45 -2,57* 0,35 -0,48 0,96 -1,37* 0,34 -17,38 1004 -2,48* 0,37 -14,23 1013 -2,63* 0,59 -231,40 -157,47 147,85

CDU ist Referenzalternative. Koef.: Koeffizient, SF: Standardfehler. *p < 0,05; Nachkommastellen werden bei Zahlen > 100 nicht angegeben.

130

-680,14 -540,32 279,63

Tabelle 7: Ergebnisse der Maximum Likelihood Schätzungen von Multinomial und Rank Ordered Logit für Gewerkschaftsmitglieder in Ostdeutschland (N = 59) Stated Choice

Konstante_S Konstante_F Konstante_G Konstante_P Tempolimit Sicherheit ABM Reg_S Reg_F Reg_G Reg_P Log-Likelihood Nullmodell Vollmodell LR

Stated Preference Vollständige Zweitstimme Erststimmme Erstpräferenz Präferenz Koef. SF Koef. SF Koef. SF Koef. SF 1,42 0,71 1,50* 0,68 1,57* 0,68 1,47* 0,38 -1,09 1,16 -17,57 3741 -14,92 992 -0,41 0,37 -0,53 0,98 -1,26 1,19 -0,54 0,97 0,60 0,37 1,27 0,73 1,38* 0,69 1,24 0,70 0,71 0,38 -0,23 0,12 -0,17 0,12 -0,19 0,12 -0,19* 0,06 -0,26* 0,10 -0,16 0,10 -0,18 0,10 -0,14* 0,06 -0,19 0,11 -0,13 0,11 -0,14 0,11 -0,15* 0,05 -2,71* 0,94 -2,75* 0,87 -2,66* 0,87 -2,46* 0,58 -0,49 1,34 -3,85 11257 12,18 992 -1,75* 0,62 -2,30 1,47 -20,20 10540 -2,22 1,44 -2,74* 0,60 -18,94 1555 -22,92 10423 -19,15 1820 -6,45* 1,16 -83,03 -58,09 49,88

-68,30 -45,86 44,87

-76,19 -54,49 43,39

-231,20 -175,32 111,75

CDU ist Referenzalternative. Koef.: Koeffizient, SF: Standardfehler. *p < 0,05; Nachkommastellen werden bei Zahlen > 100 nicht angegeben.

4.

Ausblick: Weitere Anwendungsmöglichkeiten

In diesem Aufsatz haben wir die Relevanz der Stated Preference-Analyse mit Rank Ordered Logit anhand von drei Anwendungsbeispielen aus der Wahlforschung demonstriert. Dabei haben wir diesen Ansatz vor allem dem herkömmlichen Stated Choice Ansatz gegenübergestellt und gezeigt, dass die Stated Preference Analyse sich als Alternative, sowie als wertvolle Ergänzung zum Stated Choice Ansatz anbietet. Einige weitere Vorzüge und Anwendungsmöglichkeiten des Stated Preference Ansatzes seien im Folgenden kurz skizziert. Eine potentielle Anwendungsmöglichkeit der Stated Preference-Analyse liegt zum Beispiel in der Erklärung strategischen Wählens (Shikano et al. 2006).

131

Strategisches Wählen basiert auf dem Erwartungsnutzenkonzept, das heißt es wird stets die Partei gewählt, die den höchsten Erwartungsnutzen stiftet. Im Gegensatz zum reinen Präferenzwählen kann es dann dazu kommen, dass die Partei mit dem höchsten Erwartungsnutzen nicht die Erstpräferenz ist, insbesondere dann, wenn die Erstpräferenz mit sehr hoher Wahrscheinlichkeit die Wahl verlieren wird (Cox 1997). Wenn wir strategisches Wählen als die Wahl einer anderen Partei als der meistpräferierten – aber nicht der Letztpräferierten – definieren, dann lässt sich dieses Verhalten streng genommen nicht mehr mit herkömmlichen Stated Choice Modellen analysieren, denn das würde eine Übereinstimmung der Wahlabsicht mit der Erstpräferenz voraussetzen. Der Stated Preference Ansatz ist frei von dieser Restriktion, da die Parteipräferenz, anders als die Wahlabsicht, keiner strategischen Erwartungsbildung unterworfen sein sollte. Ein weiterer Vorteil der Stated Preference-Analyse liegt darin, dass Präferenzmessungen auf dem Ordinalniveau analysiert werden können. In der politikwissenschaftlichen Literatur beobachtet man häufig, dass Wissenschaftler zur Überprüfung von Hypothesen über Wählerpräferenzen auf so genannte „PooledRegression“ Analysen von Sympathieskalometern zurückgreifen (Merrill 1995; Aarts et al. 1999; Johnston et al. 2000). Ein Problem solcher Analysen liegt in der Annahme interpersoneller Vergleichbarkeit der Parteibewertungen. Da diese normalerweise nicht gegeben ist, bedient man sich häufig so genannter „fixedeffects“, das heißt individualspezifischer Konstanten, mit denen die Annahme des metrischen Messniveaus (das heißt die Annahme eines echten Nullpunkts) zugunsten des Intervallniveaus aufgegeben wird. Fixed-effects Modelle setzen aber immer noch voraus, dass alle Befragten die Skalierung der Items gleich interpretieren. Diese Probleme stellen sich bei ordinalen Präferenzmessungen nicht. Daher würde sich auch hier das ROL-Modell als ein elegantes Analyseinstrument anbieten, mit dem dieselben inhaltlichen Hypothesen ohne die harte Annahme interindividueller Vergleichbarkeit getestet werden könnten. Eine weitere interessante Anwendungsmöglichkeit des ROL-Modells liegt im Bereich der so genannten Verbund- oder Conjoint-Analyse (Gustafsson et al. 2000; Knapp 1998). Dieses Verfahren aus der Marktforschung basiert auf der Annahme, dass Konsumenten den Wert eines Produktes, einer Dienstleistung oder einer Idee bestimmen, indem sie die separaten Beiträge des Nutzens eines jeden Attributs kombinieren. Dabei werden den Befragten hypothetische Produkte unterbreitet, zu denen sie ihre zusammenfassende Bewertung bzw. Präferenz abgeben (Hair et al. 1995). Aus den Präferenzurteilen der Konsumenten lassen sich dann Rückschlüsse auf die relative Wichtigkeit der einzelnen Pro-

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dukteigenschaften ziehen. Ein wichtiger Unterschied zu anderen Erhebungsmethoden besteht darin, dass die Wichtigkeit der Produkteigenschaften nicht einzeln erhoben wird, sondern die Produkte mit allen ihren Eigenschaften als Bündel vorgegeben werden. Beispiele für Anwendungen dieser Erhebungstechnik in der Wählerforschung sind die Studien von Klein (2002) und Shikano und Pappi (2005). Das ROL-Modell lässt sich mühelos mit der Conjoint-Methode verbinden (Louviere et al. 2000; Hensher et al. 2005). Dieser in der Literatur oft als „choice based conjoint analysis“ bezeichnete Ansatz bietet in der Wählerforschung, zum Beispiel im Bereich der Politikevaluation, ein großes, bisher noch ungenutztes Potential. Literatur Aarts, Kees, Macdonald, Elaine Stuart und George Rabinowitz, 1999: Issues and party competition in the Netherlands. Comparative Political Studies 32, 63–99. Allison, Paul D. und Nicholas A Christakis, 1994: Logit models for sets of ranked items. In: P. Marsden (Hrsg.), Sociological Methodology 1994, 199–228, Oxford: Blackwell. Backhaus, Klaus, Bernd Erichson und Wulff Plinke, 2003: Multivariate Analysemethoden: eine anwendungsorientierte Einführung. Berlin: Springer. Beggs, Steven, Scott Cardell und Jerry Hausman, 1981: Assessing the potential demand for electric cars. Journal of Econometrics 17, 1–19. Ben-Akiva, Moshe und Steven R. Lerman, 1985: Discrete choice analysis. Theory and application to travel demand. Cambridge: MIT Press. Brady, Henry E. und Stephen Ansolabehere, 1989: The nature of utility functions in mass publics. American Political Science Review 83, 143–63. Chapman, Randall G. und Richard Staelin, 1982: Exploiting rank ordered choice set data within the stochastic utility model. Journal of Marketing Research 19, 288–301. Cox, Gary W., 1997: Making votes count. Cambridge: Cambridge University Press. Gustafsson, Anders, Andreas Herrmann und Frank Huber, 2000: Conjoint measurement: Methods and applications. Berlin: Springer. Hair, Joseph F., Bill Black und Barry Babin, 1995: Multivariate data analysis. London: Prentice-Hall International. Hausman, Jerry A. und Paul A. Ruud, 1987: Specifying and testing econometric models for rank-ordered data. Journal of Econometrics 34, 83–104. Hensher, David A., John M. Rose und William H. Greene, 2005: Applied choice analysis: A primer. Cambridge: Cambridge University Press. Johnston, Richard, Patrick Fournier und Richard Jenkins, 2000: Party location and party support: unpacking competing models. Journal of Politics 62, 1145–60.

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134

Instabilität von parteipolitischen Programmen: Der Einfluss der Zahl der Parteien Christian W. Martin und Thomas Plümper 1.

Einleitung

Am 18. September 2005 wählten die Deutschen einen neuen Bundestag. Die nachfolgenden Koalitionsverhandlungen, auf deren Grundlage die beiden größten Fraktionen CDU/CSU und SPD eine Regierung bildeten, waren die längsten in der Geschichte der Bundesrepublik. Sollte sich diese Fünfer-Konstellation im deutschen Bundestag dauerhaft etablieren, dann werden in naher Zukunft wechselnde Koalitionen und fragile Mehrheiten die tradierte Lagerbildung im politischen System der Bundesrepublik aufbrechen. Künftig werden große Koalitionen genauso möglich sein wie eine „Ampel“, „Jamaika“ wird ebenso wenig auszuschließen sein wie ein Rot-Rot-Grünes Bündnis. Dies wird auch den Wahlkampf verändern. CDU und FDP werden ihre Wahlkämpfe ebenso sehr gegeneinander führen müssen wie gegen SPD, Linkspartei und die Grünen, die sich ihrerseits in höherem Maße als bislang gegenseitig als Gegner im Kampf um die Macht wahrnehmen werden. Andererseits sollte sich die Rhetorik zwischen den ehemaligen Lagern mäßigen. Wenn Lagerdenken und Lagerbildung schwinden, entsteht aus Notwendigkeit und neuem Spielraum eine wachsende Flexibilität parteipolitischer Positionen. Der vorliegende Beitrag setzt an diesen Überlegungen an. Wir analysieren ein Simulationsmodell, in dem eine variable Zahl politischer Parteien ohne Rücksicht auf politische Lager um eine Maximierung des eigenen Stimmenanteils miteinander konkurriert. Uns interessiert an dieser Stelle vor allem, ob – ceteris paribus – eine Zunahme der Anzahl politischer Parteien mit einer ansteigenden Flexibilität der Position politischer Parteien verbunden ist. Bisherige Ansätze sind nicht oder nur unzureichend in der Lage, die Positionierung politischer Parteien vorherzusagen, wenn die Zahl der Parteien zwei übersteigt. Im Gegensatz dazu erlaubt unser Modell, die Zahl der Parteien zu variieren und die Effekte dieser Varianz zu untersuchen. Das Simulationsmodell geht zunächst von einem zweidimensionalen politischen Raum aus, in dem Parteien um Wählerstimmen konkurrieren.1 Die Parteien sind demnach nicht ideologisch moti1

Ergebnisse für drei Politikdimensionen werden ebenfalls präsentiert.

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viert, sondern streben ausschließlich danach, einen möglichst hohen Anteil an Wählerstimmen zu erzielen. Ebenso wenig berücksichtigen die Parteien bei der Wahl ihrer Positionen die Interessen möglicher Koalitionspartner. Stattdessen treffen sie ihre Entscheidung, indem sie die Positionen ihrer Konkurrenten als gegeben hinnehmen und den politischen Raum nach jener Position absuchen, die ihnen den höchsten Stimmanteil verspricht. Unsere Ergebnisse, die wir mit Hilfe von kontrollierten Parametervariationen und anschließender statistischer Analyse der auf diese Weise generierten Daten erzielen, erlauben die Ableitung von Hypothesen zu einer Vielzahl von Fragestellungen (Plümper und Martin 2005). Wir befassen uns in diesem Beitrag jedoch mit der für die gegenwärtige Diskussion in Deutschland besonders relevanten Frage nach dem Einfluss der Parteienanzahl auf die politische Volatilität. Unser Modell legt nahe, dass die Anpassungsreaktionen der Parteien auf die programmatischen Änderungen ihrer Konkurrenten in größeren Positionsveränderungen resultieren, wenn mehr Parteien im politischen Raum vertreten sind. Falls sich im deutschen Parteiensystem mit der Partei „Linke.PDS“ tatsächlich dauerhaft eine starke fünfte Kraft etabliert hat, wie es die Ergebnisse der jüngsten Bundestagswahl nahe legen, dann sollte sich daraus in den kommenden Jahren sowohl eine Radikalisierung der Parteipositionen als auch eine größere Distanz zwischen den Wahlplattformen der einzelnen Parteien ergeben. Zudem sind sprunghaftere Veränderungen der Parteipositionen zu erwarten, als dies bisher der Fall gewesen ist. Diese Prognose kann in der Zukunft einer empirischen Überprüfung zugänglich gemacht werden. Wir werden in diesem Beitrag zunächst kurz die neuere Literatur zur Positionierung von Parteien im politischen Raum diskutieren und dabei zeigen, dass bisherige Modelle nur unzureichend in der Lage sind, die von uns aufgeworfene Fragestellung befriedigend zu bearbeiten. Danach werden wir den Aufbau unseres Simulationsmodells beschreiben, dessen Eigenschaften in Abschnitt 4 untersucht werden. Abschnitt 5 fasst die Ergebnisse zusammen. 2.

Die Positionierung von Parteien im politischen Raum

2.1 Theoretische Modelle In Anthony Downs’ (1957) klassischer Untersuchung zum Positionierungsverhalten politischer Parteien konvergieren zwei Parteien in einem eindimensionalen Politikraum auf die Mitte der Verteilung der Wählerpräferenzen. Unter die-

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sen restriktiven Annahmen sind die Positionen stabil und die Distanz beider Parteien zum politischen Zentrum beträgt null. Wird allerdings eine dritte Partei in dieses Szenario eingeführt, verändert sich das Ergebnis radikal: Die Parteien finden jetzt Anreize zu Positionswechseln, Konvergenz und Stabilität sind nicht länger das Ergebnis der Konkurrenz um Wählerstimmen (Eaton und Lipsey 1975). Weil in einer solchen Situation ohne eindeutiges Nash-Gleichgewicht keine genauen Vorhersagen über die Positionen der einzelnen Parteien möglich ist, wurden im Anschluss an Downs zahlreiche Modelle entwickelt, um das Positionierungsverhalten für Fälle mit mehr als zwei Parteien und/oder mehr als einer Politikdimension zu beschreiben. Diese Modelle beschritten im Wesentlichen zwei Pfade, um zu Vorhersagen zu gelangen: Zum einen wurden sogenannte „probabilistic voting“-Modelle entwickelt, in denen ein Wähler nicht mehr mit Sicherheit jene Partei wählt, die seinem Idealpunkt am nächsten kommt. Vielmehr erhöht eine geringere Distanz zwischen Wähler- und Parteipositionen lediglich die Wahlwahrscheinlichkeit an, ohne dass diese Wahrscheinlichkeit 1 erreichen könnte (Enelow und Hinich 1984; Erikson und Romero 1990, Coughlin 1992; Lin et al. 1999; Adams 1999). Derartige Modelle bringen typischerweise Nash-Gleichgewichte hervor, die auf dem Mittelwert der Verteilung der Wählerpräferenzen zu liegen kommen. Dieses Ergebnis ist jedoch aus zwei Gründen problematisch: Erstens hängt die Existenz von Nash-Gleichgewichten in Modellen, die dem „probabilistic voting“-Ansatz folgen, vom Ausmaß der Unsicherheit ab, die bei der Wahlentscheidung zum Tragen kommt. Gleichgewichte ergeben sich nur dann, wenn das stochastische Element in der Kalkulation der Politikdistanzen vergleichsweise groß ist. Zweitens handelt es sich auch bei diesen Gleichgewichten nicht um eindeutige Gleichgewichte. Vielmehr entstehen bei notwendigerweise groß gewählten „stochastischen Elementen“ im Wählerkalkül zahlreiche Gleichgewichte – wenn das Zentrum des politischen Systems ein Gleichgewicht werden soll, muss der Zufallsparameter sogar so groß gewählt werden, dass nahezu jede andere Kombination von Parteienpositionen ebenfalls zu einem Gleichgewicht wird. Die Vorhersage empirisch beobachtbaren Positionierungsverhaltens ist demnach auf der Grundlage von „probabilistic voting“-Modellen nur sehr eingeschränkt möglich. Einen anderen Weg beschreiten Modelle, die nicht am Informationsgrad der Wähler und/oder Parteien ansetzen, sondern die Annahmen des DownsModells an anderer Stelle verändern. So nehmen David Austen-Smith und Jeffrey Banks (1988) das strategische Interesse der Parteien auf, Teil einer Regie-

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rungskoalition zu werden. In ihrem Drei-Parteien-Modell, das einen eindimensionalen Politikraum zu Grunde legt, findet nach der Wahl eine Verhandlung zwischen den Parteien über eine Regierungsbildung statt. Das Modell bringt ein Gleichgewicht hervor, in dem die größte Partei der kleinsten Partei ein Koalitionsangebot unterbreitet. Im Wahlkampf entsteht dadurch ein stabiles symmetrisches Gleichgewicht, in dem die beiden kleineren Parteien ihre Optimalposition in Äquidistanz zur in der Mitte platzierten großen Partei finden. Allerdings ist dieses Modell auf drei Parteien beschränkt und vermag nur für einen eindimensionalen Politikraum ein eindeutiges Gleichgewicht hervorzubringen. Überdies hängt das Gleichgewicht im Modell von restriktiven Annahmen über die perfekte Information der Wähler über die Entscheidung aller anderen Wähler ab. Andere Modelle erweitern die Annahmen zum Beispiel um Parteiaktivisten (Aldrich 1983a; 1983b) oder Parameter, die die unterschiedliche Kompetenz der Kandidaten erfassen (Groseclose 2001; Schofield und Sened 2005). Diese Faktoren führen zu divergierenden Parteipositionen, erlauben aber eindeutige Vorhersagen. Existierende Modelle liefern demnach nur um den Preis restriktiver Annahmen Vorhersagen zum Positionierungsverhalten politischer Parteien. Außerdem untersuchen diese Modelle zumeist nicht die Implikationen variierender Modellparameter, sondern beschränken sich auf die Suche nach Gleichgewichten. Unser Erkenntnisinteresse – die Auswirkungen einer variierenden Zahl von Parteien auf die Politikpositionen dieser Parteien – findet in den vorgetragenen Modellen also keine theoretische Entsprechung. Diese Forschungslücke stellt ein großes Defizit der theoretischen politikwissenschaftlichen Rational Choice Literatur dar. Wir wenden uns im Folgenden der stärker empirisch orientierten Literatur zu und diskutieren den Beitrag induktiv operierender Forschungsansätze zur Analyse des Verhaltens von Parteien in Vielparteiensystemen. 2.2 Empirische Literatur Das hohe Maß an Stabilität, das über Jahrzehnte die Parteienlandschaften Nachkriegseuropas kennzeichnete, hat in der sozialwissenschaftlichen Forschung zu einem lange gültigen Konsens beigetragen, den Seymour M. Lipset und Stein Rokkan (1967) mit ihrer Denkfigur der gesellschaftlichen „cleavages“ aufgenommen, geprägt und systematisiert haben. Nach ihrer Analyse lässt sich die Stabilität von Parteiprogrammatik und Wahlergebnissen auf die Stabilität sozioökonomischer Trennlinien in der Bevölkerung zurückführen, die ihrerseits die Parteibindung gesellschaftlicher Gruppen determinieren. Die Arbeiterfamilie,

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die sich am Wahlsonntag in Festtagskleidung aufmacht, um geschlossen die SPD zu wählen, verdeutlicht als Bild die Vorstellung, die der cleavage-Theorie zu Grunde liegt. In jüngerer Zeit wurde vor diesem Hintergrund argumentiert, dass die aufbrechenden gesellschaftlichen Bindungen und eine höhere soziale Mobilität zu einer Entideologisierung der Parteien beigetragen habe (Dalton et al. 1984; Lane und Ersson 1997; Pennings und Lane 1998). Durch die sinkende Parteibindung seien die Parteien programmatisch mobiler geworden. Den Vorteil höherer programmatischer Mobilität konnte sich nach Auffassung von Wolfgang Müller, Fritz Plasser und Peter Ulram (1999) auch eine neu aufgetretene Partei wie die österreichische FPÖ zu Nutze machen, die weniger als die etablierten Volksparteien der Alpenrepublik auf gewachsene Parteibindungen Rücksicht nehmen musste. Andererseits habe das Auftreten neuer Parteien zu Verschiebungen in den Konkurrenzbeziehungen geführt, auf die die etablierten Parteien mit einer gesteigerten programmatischen Mobilität reagieren mussten (Müller-Rommel 1999). Indirekte Hinweise auf den Zusammenhang zwischen der Zahl der im Parlament vertretenen Parteien und der Volatilität der Parteiplattformen lassen sich aus empirischen Arbeiten zu den politischen Systemen der Transformationsstaaten Mittel- und Osteuropas gewinnen. Diese Staaten stellen mit ihren unterschiedlichen Wahlsystemen und der Dynamik ihrer Parteiengefüge eine reiche Quelle empirischer Anschauung dar, aus deren systematischer Beobachtung Hypothesen abzuleiten sind, die über den jeweiligen politischen Prozess hinausweisen. So analysiert beispielsweise Andrea Gawrich (2003) die Parlamentswahlen in Polen, Ungarn und der tschechischen Republik aus den Jahren 2001 und 2002. Während das polnische Parlament mit sieben Parteien einen relativ hohen Fragmentierungsgrad aufwies, waren im ungarischen Parlament, das aus der untersuchten Wahl hervorging, lediglich vier Parteien vertreten. Nach Gawrich war für den polnischen Fall ein „Zuwachs rechter und populistischer Parteien“ zu verzeichnen, während in Ungarn eine weitere Konsolidierung des gemäßigt pluralisierten Parteiensystems mit einer Tendenz zu einem „Zwei-KräfteSystem“ zu beobachten war. Betrachtet man die Zahl der im Parlament vertretenen Parteien als exogen, so kann dieser Befund die Auffassung eines positiven Zusammenhangs zwischen der Zahl der Parteien und dem Grad der Entfernung von gemäßigten Positionen nahe legen. Diese Schlussfolgerung scheint auch vom Befund Reimut Zohlnhöfers (2002) zur Entwicklung des italienischen Parteiensystems nach der Wahlrechts-

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reform Mitte der 90er gestützt zu werden. Die Veränderung des Wahlsystems hin zu einem hauptsächlich am Mehrheitsprinzip orientierten Verfahren resultierte nach Zohlnhöfer in einer Stabilisierung der italienischen Parteienlandschaft, die sich nicht nur in einer geringfügig gesunkenen Fragmentierung der so gewählten Parlamente abbildete, sondern auch in einer Konsolidierung der bipolaren Lagerstruktur. In diesem Fall hätte also die geringere Zahl der im Parlament vertretenen Parteien zu einer Abnahme der Volatilität in den parteipolitischen Positionen geführt. 2.3 Fazit Die Politikwissenschaft hat wenig Grund, mit der Theorieentwicklung im Bereich des Vielparteienwettbewerbs zufrieden zu sein. Offensichtlich paralysiert durch die Schwierigkeit, eindeutige Gleichgewichte zu identifizieren, finden sich erst seit kürzerem und eher zögerlich theoretische Arbeiten zur Positionierung politischer Parteien in Systemen mit mehr als zwei Parteien. Andererseits erscheint auch die empirische Forschung als letztlich nur wenig überzeugend. Die Befunde fallen zumindest wenig einheitlich aus. Immerhin kann der kurze Literaturbericht mit Blick auf die hier behandelte Fragestellung wie folgt zusammengefasst werden: Formale Modelle der Parteienkonkurrenz kommen nur mit restriktiven Annahmen zu empirisch überprüfbaren Ergebnissen, wenn die Zahl der konkurrierenden Parteien zwei übersteigt. Sie sind damit in ihrer vorliegenden Form ungeeignet, um zu untersuchen, wie sich eine Veränderung der Zahl der Parteien auf deren Positionierungsverhalten auswirkt. Die empirisch orientierte Literatur liefert abgesehen von einigen kursorischen Beobachtungen wenig, worauf sich theoretisch fundierte Hypothesen aufbauen ließen. Trotz ihrer interessanten Beobachtungen bleiben sie zu sehr den Details ihrer jeweils beobachteten Fälle verhaftet, als dass sie das Material für eine induktive Theoriebildung bereitstellen könnten. Wir wenden uns deshalb im Weiteren der Computersimulation als einer Methode der Modellierung von Parteienkonkurrenz zu, die deduktives mit induktivem Vorgehen verbindet und dabei die Nachteile der beiden im Literaturbericht diskutierten Forschungsstränge vermeiden kann. Im nächsten Abschnitt stellen wir ein derartiges Simulationsmodell vor und beschreiben, wie wir es einsetzen, um prüfbare Hypothesen abzuleiten.

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3.

Aufbau der Simulation

Unsere Simulation folgt einigen einfachen Annahmen, die wir treffen, um ein Modell der Parteienkonkurrenz in silicio zu bilden. Dieses Modell produziert bei wiederholten Computerexperimenten Daten, die wir mit Hilfe statistischer Instrumente analysieren, um aus der vorgefundenen Systematik empirisch überprüfbare Hypothesen über die Regelmäßigkeiten des Parteienwettbewerbes abzuleiten. Wir beschränken uns in diesem Beitrag auf den Einfluss der Zahl der Parteien auf die Volatilität der Positionen (das heißt den Grad ihrer intertemporalen Veränderung), die Abweichung der Positionen vom arithmetischen Mittel der Wählerpräferenzen und der mittleren Distanz der Parteipositionen zueinander. Das Verfahren ist aber auch auf andere Fragestellungen anwendbar, wie wir an anderer Stelle gezeigt haben (Plümper und Martin 2005; Martin und Plümper 2005, 2004). Das verwendete Computermodell geht von einem politischen Raum mit zwei unabhängigen Dimensionen aus. Beide Dimensionen liegen auf dem Intervall [0,1]. Der Politikraum wird von 1000 Wählern mit fixen Präferenzen bevölkert. Die Präferenzen werden aus zwei unabhängigen Normalverteilungen mit dem arithmetischen Mittel 0 und der Standardabweichung 1 gezogen und auf das Intervall [0,1] standardisiert.2 Der erwartete Mittelwert für die Wählerpräferenzen liegt damit bei (0,5/0,5); die Dichtefunktion der Präferenzverteilungen auf beiden Dimensionen gleicht einem Berg mit dem höchsten Punkt bei (0,5/0,5). Um die Robustheit unserer Ergebnisse zu überprüfen, verwenden wir darüber hinaus ein Modell, in dem drei statt zwei Dimensionen den politischen Raum beschreiben. Diese zusätzliche Dimension ist analog zum zweidimensionalen Fall konstruiert. In dem so beschriebenen politischen Raum konkurrieren Parteien um Wählerstimmen. Wir nehmen an, dass Wähler vollständig über die Positionen der Parteien informiert sind; ebenso kennen sie ihren eigenen Idealpunkt. Ein Wähler i gibt einer Partei j seine Stimme wenn keine andere Partei seinem Idealpunkt im politischen Raum näher kommt. Parteien sind als opportunistische Akteure modelliert, die kein anderes Ziel haben als ihren Stimmenanteil zu maximieren. Zu diesem Zweck suchen sie jeden Punkt des politischen Raumes in Schritten von 0,01 ab und berechnen an jeder Stelle, welchen Anteil an Stimmen sie an dieser Stelle erhielten, wählten

2

Die Standardisierung setzt den höchsten Wert der Wählerpräferenzen auf 1, den niedrigsten Wert in der Verteilung auf 0.

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sie diesen Punkt als tatsächliche Position.3 Bei diesem Suchprozess nimmt eine Partei die Positionen der anderen Parteien als gegeben an. Nach dem Ende der Suche nimmt die Partei jenen Punkt als neue Position ein, für den sie bei ihrer Suche den höchsten Stimmenanteil festgestellt hat. Der Ablauf der Simulation ist unterteilt in „Experimente“ und „Iterationen“. Jedes Experiment besteht aus 100 Iterationen. Eine Iteration ist abgeschlossen, wenn jede Partei genau einmal ihre Position optimiert haben. Eine Iteration liefert damit eine Zahl von Beobachtungen, die gleich der Zahl der Parteien in einem gegebenen Experiment ist. Die Reihenfolge, in der die Parteien innerhalb einer Iteration ihren Suchprozess aufnehmen, wird zufällig bestimmt. Um die für die statistische Analyse der Modelleigenschaften gewünschten Daten zu erzeugen, variieren wir in jedem Experiment eine Reihe von Parametern. Diese Variation liefert die notwendige Varianz, die es uns erlaubt, systematisch den Einfluss veränderter Parameter auf das Positionierungsverhalten der Parteien zu untersuchen, wobei wir uns besonders für Veränderungen der Parteipositionen interessieren, welche wir als ungerichtete Distanz der Position einer Partei in Iteration t zur Iteration t–1 im Euklidischen Raum definieren. Mit anderen Worten, unsere abhängige Variable ist vi ,t = ( xi ,t − xi ,t −1 ) 2 + ( y i ,t − y i ,t −1 ) 2 ,

(1)

dabei bezeichnet x die Position der Partei i auf der Politikdimension X und y die Position auf Dimension Y. t beziffert die Iteration. Im folgenden Abschnitt zeigen wir, wie die künstlich erzeugten Daten eingesetzt werden können, um die Modelleigenschaften systematisch zu analysieren und empirisch überprüfbare Hypothesen zum Parteienwettbewerb in mehrdimensionalen Politikräumen abzuleiten.

3

Jede Partei sucht damit (1/0,01) × (1/0,01) = 10.000 Positionen ab. Um zu verhindern, dass Parteien identische Positionen einnehmen, wird zu jeder Position ein Term ε addiert. ε ist eine aus einer Normalverteilung mit Mittelwert 0 und Standardabweichung 1 gezogene Zufallzahl, die durch 1.000.000 geteilt wird.

142

4.

Hypothesengenerierung

Simulationen entwickeln sich zunehmend zu einem analytischen Instrument, welches insbesondere dann eine attraktive Alternative zu vorhandenen Ansätzen darstellt, wenn das zu analysierende Modell keine analytische Lösung erlaubt. Simulationen sind unverzichtbar, wenn sich die Forschung nicht mit der Analyse relativ einfacher Modell begnügen will. Doch während Simulationen in den Naturwissenschaften quasi selbstverständlich eingesetzt werden, bleiben sie in den Sozialwissenschaften umstritten, da Wissenschaftler, die sich ihrer bedienen, stets in dem Verdacht stehen, durch geeignete Parameterwahl die Ergebnisse willkürlich zu beeinflussen. Diese Option existiert zweifellos. Unser Verfahren ist aber aus drei Gründen in besonderem Maße geeignet, einem solchen Verdacht vorzubeugen: Erstens erzeugen wir eine sehr viel höhere Anzahl von Simulationsergebnissen als gemeinhin üblich. Zweitens wählen wir aus den Simulationsergebnissen nicht jene aus, die besonders „passend“ erscheinen, sondern verwenden nach plausiblen und transparenten Kriterien erzeugte Daten, die wir mit Hilfe statistischer Verfahren auf die strukturellen Eigenschaften des von uns analysierten Modells hin untersuchen. Drittens lassen wir sehr breit gewählte Parameterwerte zu. Wir wollen dies anhand der von uns gewählten Parameterwerte verdeutlichen. Das beste Beispiel stellt die Enthaltungsneigung dar. Wir wissen aus der empirischen Evidenz, dass sich die Wahlbeteiligung in OECD-Staaten zwischen etwa 50 Prozent und 100 Prozent bewegt. Im Mittel liegt sie bei knapp über 80 Prozent. Wir definieren den Parameter der Enthaltungsneigung so, dass diese empirisch beobachtete Verteilung in unserer Simulation erzeugt wird (vergleiche Martin und Plümper 2005)4. Erhöhten wir die Bandbreite dieses Parameter schrittweise nach oben, erhielten wir eine zunehmende Zahl an simulierten „Wahlen“, in denen die Stimmabgabe 0 Prozent betragen würde. Im umgekehrten Fall einer Vergrößerung der Bandbreite nach unten würden wir eine zunehmende Anzahl an Wahlen mit einer Beteiligung von 100 Prozent der Wähler beobachten. Dadurch würde natürlich der Durchschnitt der Wahlbeteiligung sowie die Verteilung der Wahlbeteiligung über alle von uns analysierten Wahlen von dem real beobachten Mittelwert sowie der empirisch erhobenen Verteilung abweichen. 4

Von den beiden Motiven „indifference“ und „alienation“, die in der Literatur für die Wahlenthaltung diskutiert werden, berücksichtigen wir in diesem Beitrag nur „alienation“: Ein Wähler gibt dann seine Stimme nicht ab, wenn alle Parteien zu weit von seinem Idealpunkt entfernt sind. Wir nennen diesen über Experimente variierenden Parameter „Enthaltungsneigung“.

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Wir variieren außerdem einen Parameter, der die Empfindlichkeit der Wähler gegenüber Positionsveränderungen der Parteien im Vergleich zur Vorperiode erfasst. Dieser „Erinnerungsparameter“ δ wird aus einer Gleichverteilung aus dem Intervall [0,1] gezogen und bleibt ebenso wie die Zahl der Parteien innerhalb eines Experimentes konstant. Die Distanz d zwischen Wähler i und Partei j in Iteration t wird damit beschrieben durch d ijt = ( xi ,t − x j ,t ) 2 + ( yi ,t − y j ,t ) 2 + δ ( xi ,t −1 − x j ,t −1 ) 2 + ( yi ,t −1 − y j ,t −1 ) 2 .

(2)

Anders als im Fall der Enthaltungsneigung haben wir keine empirischen Informationen über die tatsächliche Bedeutung vergangener Positionen der Parteien für die Wahlentscheidung der Wähler. Wir gehen aber davon aus, dass vergangene Positionen nicht bedeutender sind als gegenwärtige Positionen und variieren den Parameter deshalb zwischen 0 und 1. Falls wir höhere Werte zuließen, würden die Volatilität des Parteiensystems weiter abnehmen. Wir interessieren uns in diesem Beitrag vorrangig für den Einfluss der Zahl der Parteien. Der Parameter, der die Zahl der Parteien beschreibt, variiert über die Experimente von zwei bis sechs. Diese Parameterwahl ist pragmatisch begründet. In einigen Ländern – vor allem in Polen und Italien – übersteigt die Zahl der relevanten Parteien mitunter die von uns gewählte Obergrenze von sechs Parteien. Wir haben diese Obergrenze gewählt, um die Rechenzeit für unsere Simulation in vertretbaren Grenzen zu halten. Man kann unsere Ergebnisse deshalb auf zweierlei Arten interpretieren: Entweder man glaubt an die Generalisierbarkeit der Ergebnisse, dann „gelten“ unsere Ergebnisse auch für Vielparteiensysteme, oder man glaubt nicht an ihre Generalisierbarkeit (dies würde bedeuten, dass man an einen sich sprunghaft verändernden Koeffizienten für den Einfluss der Parteienanzahl auf politische Volatilität glaubt, wenn die Zahl der relevanten Parteien sechs überschreitet). Selbst dann würden unsere Simulationen erlauben, Hypothesen über das Verhalten von Parteiensysteme mit zwei bis sechs Parteien abzuleiten. Man muss nun aber auch bedenken, dass die Ergebnisse der ökonometrischen Analyse unserer Simulationsstudie Hypothesen darstellen, die ohnehin einer empirischen Überprüfung bedürfen. Durch einen solchen empirischen Test lässt sich der Gültigkeitsanspruch unserer Theorie natürlich wesentlich überzeugender bestimmen als durch eine Anhebung der Obergrenze für die Zahl der Parteien auf zehn oder zwölf. Es erscheint aus diesem Grunde nicht zwingend, den Gültigkeitsanspruch der von uns formulierten Hypothesen durch Simulationen festzulegen.

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Der beschriebene Modellaufbau erzeugt keine eindeutigen NashGleichgewichte: Zwar besetzt Partei j einen Punkt, der optimal ist, gegeben die Positionen der anderen Parteien. Nachdem aber die anderen Parteien – j ihrerseits ihre Positionen optimiert haben, erweist sich die Position von j mit großer Wahrscheinlichkeit nicht länger als optimal. Damit findet j einen Anreiz, von ihrer Position abzuweichen. Dennoch resultieren diese permanenten Anpassungsreaktionen nicht in einem „Chaos“. Vielmehr weisen die Parteipositionen ein hohes Maß an Stabilität und Ordnung auf (Plümper und Martin 2005). Diese Systematik kann sich eine statistische Analyse der erzeugten Daten zu Nutze machen. Statistische Verfahren dienen dazu, Struktur in gegebenenfalls „verrauschten“ – also mit stochastischen Fehlern versehenen – Daten sichtbar zu machen und zusammenzufassen. Wir benutzen zwei verschiedene Schätzverfahren, die unterschiedlich mit den zufälligen Fehlertermen in den Daten umgehen: Eine Prais-Winsten random effects Regression und eine trunkierte Regression. Prais-Winsten random effects Modelle machen zwei Annahmen über die Fehlerstruktur: Erstens werden normalverteilte und unkorrelierte Unit-Effekte unterstellt, zweitens gehen wir von einer seriellen Korrelation der Fehlerterme aus. Trunkierte Modelle berücksichtigen, dass die Volatilität der Parteien keine Werte kleiner Null annehmen kann. Falls unsere simulierten Daten eine recht hohe Stabilität aufweisen und deshalb viele Beobachtungen eine Volatilität von Null aufweisen, könnten unsere Schätzergebnisse verzerrt sein. Da beide Modelle ökonometrisch sehr unähnliche Probleme zu lösen suchen, können wir indirekt von der Robustheit der Schätzergebnisse ausgehen, wenn die Ergebnisse nur marginal (insignifikant) voneinander abweichen. Wir sollten ergänzen, dass die ökonometrische Bereinigung der Daten von stochastischen Fehlern gerade deshalb notwendig ist, weil wir unseren virtuellen Parteien kein Verhalten aufzwingen. Natürlich prägen die Algorithmen unserer Computersimulation das Positionierungsverhalten der virtuellen Parteien. Fehler entstehen aber zum einen dadurch, dass dieses Verhalten pfadabhängig ist (im Sinne von Markov-Ketten, nicht im Sinne eines quasi-deterministischen historischen Institutionalismus). Zum anderen erzeugt die zufällige „Auslosung“ der Zugreihenfolge der Parteien stochastische Prozesse. Beides führt dazu, dass unser Simulationsmodell unterdeterminiert ist. Man kann uns also keinesfalls vorwerfen, dass wir die Ergebnisse in das Modell hineinprogrammieren. Tabelle 1 zeigt die Schätzergebnisse für die Volatilität in der Parteienkonkurrenz in zwei beziehungsweise drei Dimensionen.

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Tabelle 1: Volatilität im virtuellen politischen System

Schätzverfahren Achsenabschnitt Vergangenheit im Wählerkalkül Anzahl der Parteien N (Parteien) = Vielfaches von 2 Zugreihenfolge Enthaltungsneigung Anzahl der Beobachtungen log likelihood F Wald chi² R² rho

2-dimensionaler Parteienwettbewerb Prais-Winsten truncated model random effects 0,0259 0,0252 (0,0007) *** (0,0014) *** -0,0036 -0,0036 (0,0005) *** (0,0011) *** 0,0065 0,0065 (0,0001) *** (0,0002) *** -0, 0249 -0,0249 (0,0003) *** (0,0007) *** 0,0050 0,0063 (0,0004) *** (0,0003) *** 0,0013 0,0013 (0,0005) ** (0,0006) ** 69675 69675 131493,2 10150,01 2261,84 0,127 0,110

3-dimensionaler Parteienwettbewerb Prais-Winsten random effects 0,0212 (0,0082) *** -0,0196 (0,0075) *** 0,0136 (0,0013) *** -0,0287 (0,0037) *** 0,0079 (0,0015) *** 0,0042 (0,0029) 4228 187,41 0,213 0,053

Wie Tabelle 1 verdeutlicht, erlaubt es unser recht einfach gehaltenes Simulationsmodell, fünf Hypothesen über die Determinanten von Instabilität der Parteiposition abzuleiten. Als vergleichsweise unbedeutend mag dabei angesehen werden, dass politische Stabilität abnimmt, wenn die Zahl der relevanten Parteien im politischen System ungrade ausfällt. Dass Parteien, die sich relativ spät auf eine Programmatik festlegen können und die deshalb besser auf die Positionswahl anderer Parteien reagieren können, im Schnitt größere programmatische Veränderungen vornehmen, vermag aber auch dann zu überraschen, wenn man davon ausgeht, dass Parteiprogramme ideologisch und nicht opportunistisch motiviert sind.5 Aus unserer Sicht erscheint es nichtsdestotrotz von größe-

5

Dieses Ergebnis wird dadurch geringfügig verzerrt, dass eine Partei, die in Iteration t als erste zieht, möglicherweise keine Positionsveränderung vornehmen „will“, da sie in Iteration t–1 als letzte gezogen hat und deshalb eine unveränderte Situation vorfindet. Wir danken einem anonymen Gutachter für diesen Hinweis.

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rer unmittelbarer Relevanz, dass die Positionen von Parteien im politischen System umso instabiler werden, je unbedeutender vergangene Positionen der Parteien für die Wahlentscheidung der Wähler werden. Wir gehen davon aus, dass dieser Parameter mit dem Alter politischer Systeme zunimmt. Die Volatilität politischer Systeme sollte deshalb mit deren Alter abnehmen. höher die Enthaltungsneigung der Wähler ausfällt. Mit anderen Worten: politische Systeme mit hoher Wahlbeteiligung sind ceteris paribus stabiler. je größer die Anzahl der relevanten Parteien im politischen System ist. Dieses letzte Ergebnis steht in einem engen Zusammenhang mit unseren Vorüberlegungen über die politischen Veränderung, die Deutschland dadurch erfahren hat, dass mit den Grünen in den achtziger Jahren und mit PDS/Linkspartei zwei neue politisch relevante Kräfte die Bühne betreten haben. Alle genannten Faktoren gewinnen mit einer zunehmender Anzahl von Dimensionen im politischen System an Bedeutung (der Betrag der Koeffizienten wird größer). Diese Veränderungen reflektieren letztlich die Tatsache, dass politische Systeme generell zu mehr Instabilität neigen, wenn die Zahl relevanter politischer Dimensionen zunimmt. Erlaubt unsere Simulation nun Rückschlüsse auf reale politische Systeme im Allgemeinen und die aktuelle politische Konstellation in der bundesdeutschen Politik im Besonderen? Mit einigen Einschränkungen, die weniger der Methodik unserer Untersuchung als vielmehr der Tatsache geschuldet ist, dass wir hier ein theoretisches Modell analysieren, denken wir, diese Frage positiv beantworten zu können. Die Einschränkungen resultieren letztlich daraus, dass unser Modell – obwohl es reicher ist als alle uns bekannten Modelle des Parteienwettbewerbs – sehr starke Stilisierungen vornimmt und von vielen zusätzlichen Komplikationen abstrahiert. Dies kann man leicht am bundesdeutschen Beispiel verdeutlichen: Wir modellieren weder die 5-Prozent-Hürde noch den Bundesrat explizit und wir erlauben unseren Parteien auch keine ideologischen Vorlieben. All diese unberücksichtigten Faktoren reduzieren die Übertragbarkeit unseres Modells auf Deutschland, erhöhen aber die Verallgemeinerungsfähigkeit und somit den Gültigkeitsanspruch unseres Modells. Trotzdem sei die Frage erlaubt, welche Ergebnisse zu erwarten wären, gäben wir die restriktiven Annahmen auf: Würden wir beispielsweise eine 5-Prozenthürde in unser Modell aufnehmen, könnte das zu einer verstärkten „Aggressivität“ unter den Parteien führen. Im Augenblick tendieren unsere Parteien dazu, einander auszuweichen, um ihre Stimmenzahl zu maximieren. Mit der 5-Prozenthürde aber könnte es für eine oder mehrere Parteien Sinn machen, sich auf eine Partei zu zu bewegen, die einen nur wenig kleineren Stimmenanteil besitzt. Auf der anderen Seite könnten

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vordefinierte Lieblingskoalitionen, wie sie im deutschen System an der Tagesordnung sind, ebenfalls dazu führen, dass eine recht große Partei dem kleineren Lagerpartner im Sinne einer ideologischen Arbeitsteilung Platz gewährt, damit diese sicher über die 5-Prozenthürde gelangt. Räumen wir den Parteien ideologische Vorlieben ein, sinkt die Volatilität im politischen System. Radikale Parteien sind nicht zuletzt radikal, weil sie aus ideologischen Gründen gar nicht erst versuchen, in das Zentrum des politischen Systems vorzudringen. Unsere Simulation nimmt dies partiell auf. Der Erinnerungsparameter δ bindet die Parteien in variierendem Maße an frühere Positionen. Sie können sich natürlich davon fortbewegen, aber das kann sie einen großen Teil ihrer Wähler kosten, ohne dass die Partei kurzfristig eine neue Wählerklientel erschließen könnte: Die potentiellen neuen Wähler einer solchen Partei weisen eine „historische“ Disposition zu Gunsten von Parteien auf, die schon länger eine Plattform bezogen haben, die den Präferenzen der Wähler nahe kommt. Unser Modell liefert deshalb letztlich zwei Antworten auf die Frage nach der Auswirkung zusätzlicher Parteien auf das politische System: Erstens erhöhen zusätzliche Parteien die Anzahl der Parteien im politischen System. Daraus ergibt sich eine zunehmende Volatilität des politischen Systems. Wir sollten folglich in Deutschland stärkere Veränderungen der politischen Programme beobachten können als das in der Vergangenheit und insbesondere zu den Zeiten der Dreier-Konstellation von CDU-SPD-FDP der Fall war. Zweitens müssen neue Parteien nahezu zwangsläufig radikale Parteien sein, weil sie über weniger Stammwähler verfügen (alternativ, aber nicht unvereinbar mit dem zuvor Gesagten könnte man argumentieren, dass neue Parteien nur dann eine Chance haben, ins Parlament einzuziehen, wenn sie radikal sind). Neue Parteien müssen etablierten Parteien deshalb ausweichen. Bewegen sich etablierte Parteien auf die neuen Parteien zu, bewegen sich diese an den Rand des politischen Spektrums. Sie sind stets von der Option bedroht, eine unbedeutende politische Splittergruppe zu werden. Es gibt allerdings einen Faktor, der die Überlebensfähigkeit neuer Parteien typischerweise garantiert: der politische Wettbewerb zwischen den etablierten Parteien. Da diejenige etablierte Partei, welche die neue Partei programmatisch attackiert, an Wählerstimmen verlieren wird, da sie etwas radikaler wird und näher an den neuen Wettbewerber heranrückt, entstehen programmatische Freiräume für die übrigen etablierten Parteien, die diese Freiräume oftmals in Wahlgewinne ummünzen können.

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5.

Fazit

Theoretische politikwissenschaftliche Modelle abstrahieren von empirisch vorgefundener Komplexität, um verallgemeinerungsfähige Aussagen über Kausalitäten in der Funktionsweise politischer Prozesse zu ermöglichen. Wir haben in diesem Beitrag eine Möglichkeit aufgezeigt, die Positionierung von Parteien im politischen Raum zu modellieren, die solche Aussagen zulässt. Den Weg, den wir dabei beschritten haben, führte notwendig zur Verwendung eines Simulationsmodells, weil derartige Modelle im Gegensatz zu analytisch lösbaren Modelle der Parteienkonkurrenz nicht darauf angewiesen sind, restriktive Annahmen zu treffen, um empirisch überprüfbare Hypothesen abzuleiten. Statt dessen können Simulationsmodelle eingesetzt werden, um mit Hilfe von Parametervariationen Daten zu erzeugen, die der statistischen Analyse zugänglich sind. Inhaltlich haben wir die intertemporale Volatilität von Parteipositionen untersucht und dabei vor allem drei Einflussfaktoren in den Blick genommen: (a) Die Zahl der Parteien, die in einem politischen System um Wählerstimmen konkurrieren, (b) die Bedeutung, die Wählern vergangenen Parteipositionen zuschreiben, und (c) die Enthaltungsneigung, die Wähler aufweisen. Unser Modell stellt für (a) und (c) einen positiven Zusammenhang mit der Volatilität von Parteipositionen fest, während die Volatilität abnehmen sollte, wenn die Bedeutung vergangener Parteipositionen zunimmt. Diese Modellvorhersagen sind empirisch überprüfbar; die kursorischen Beobachtungen zur Bundestagswahl 2005 in Deutschland stellen einen ersten unsystematischen - Schritt in diese Richtung dar. Unser Modell erlaubt es, jene Faktoren empirisch in den Blick zu nehmen, von denen wir auf theoretischer Grundlage einen Einfluss auf die Volatilität politischer Systeme erwarten. Ein logischer nächster Schritt in diesem Forschungsprogramm besteht im Vergleich der Modellvorhersagen mit realweltlicher Parteienkonkurrenz. Literatur Adams, James, 1999: Multiparty spatial competition with probabilistic voting. Public Choice 99, 259–74. Austen-Smith, David und Jeffrey Banks, 1988: Elections, Coalitions, and Legislative Outcomes. American Political Science Review 82, 405–22. Coughlin, Peter J., 1992: Probabilistic Voting Theory. Cambridge: Cambridge University Press. Coughlin, Peter J. und S. Nitzan, 1981: Electoral Outcomes with Probabilistic Voting and Nash Social Welfare Maxima. Journal of Public Economics 15, 113–22.

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Strategische Uneinigkeit? Methodische Probleme und normative Implikationen von analytischen Erzählungen über Reformblockaden Steffen Ganghof * When you observe conflict, think Deadlock – the absence of mutual interest – before puzzling over why a mutual interest was not realized. Kenneth Oye (1985: 7) There is a dangerous temptation to treat an opposing view as something which is 'beneath notice', if you will, in respectable deliberation by assuming that it is necessarily ignorant or prejudiced or self-interested or based on insufficient contemplation of moral reality. Such an attitude embodies the idea that truth in matters of justice, right, or policy is singular and consensus is its natural embodiment, some special explanation – some factor of deliberative pathology, such as the lingering influence of self-interest – is required to explain disagreement, which explanation can then be cited as a reason for putting the deviant view to one side. Jeremy Waldron (1999a: 159)

1.

Einleitung

Wenn alle oder fast alle Akteure eines Entscheidungssystems einer Änderung des Status Quo zustimmen müssen, dann wird der Status Quo häufig nicht verändert werden können, weil die Präferenzen der Akteure zu unterschiedlich sind. Es kommt zu einer Blockade und damit zu einer sichtbaren Form von Uneinigkeit. Diese resultiert aus dem Zusammenspiel von Akteurspräferenzen und Entscheidungsregeln. In Bezug auf repräsentative (parlamentarische) Demokratien kann man zwei Varianten von Uneinigkeit theoretisch unterscheiden. Findet der Prozess der versuchten Einigungsfindung zwischen den relevanten „Vetospielern“ unter Ausschluss von Publikum statt, dann sind in der Regel die inhaltlichen, an Sachfragen orientierten Präferenzunterschiede zwischen den *

Neben den Herausgebern und anonymen Gutachtern danke ich André Brodocz, Thorsten Hüller, André Kaiser, Matthias L. Maier, Armin Schäfer und Fritz W. Scharpf.

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Akteuren ausschlaggebend. Man kann hier von ehrlicher Uneinigkeit sprechen. Bei Anwesenheit von Publikum – vor allem Wählern – kann es dazu kommen, dass die inhaltlichen Positionsunterschiede eine Einigung erlaubten, die Akteure aber aus wahlstrategischen Gründen eine Uneinigkeit bevorzugen. Man kann hier von strategischer Uneinigkeit sprechen.1 Das Interpretationsmuster strategischer Uneinigkeit ist in der deutschen Diskussion über Reformblockaden von großer Bedeutung (Scharpf 2000b: 315-8). Da die Regierungsmehrheit im Bundestag häufig keine klare Mehrheit im Bundesrat besitzt, wird regelmäßig vermutet, dass eine Seite – in der Regel der Bundesrat – eine Blockade auch dann bevorzugt, wenn eine Einigung inhaltlich möglich gewesen wäre. Das paradigmatische Beispiel für diesen Fall in Öffentlichkeit und Politikwissenschaft ist das Scheitern der Petersberger Steuerreformvorschläge der Regierung Kohl (1997/98). An diesem Punkt ergibt sich indes für das Publikum – und damit auch für die empirische Politikwissenschaft – ein methodisches Problem, das bisher nur wenig Beachtung gefunden hat. Die Akteure haben nicht nur Anreize zu strategischer Uneinigkeit, sondern sie haben auch systematische Anreize, Fälle von ehrlicher Uneinigkeit auf der „anderen Seite“ öffentlich als Fälle strategischer Uneinigkeit darzustellen und somit die Schuld für Blockade auf das unverantwortliche Verhalten dieser Partei(en)zu schieben: Wäre diese „an der Sache“ interessiert gewesen, hätte sie „vernünftig“ gehandelt, dann hätte es zu einer Einigung kommen können. Dass es trotz der vernünftigen Vorschläge der eigenen Seite nicht zu einer Einigung gekommen sei, zeige, dass es sich um eine strategische Blockade handelt. Bundeskanzler Gerhard Schröder hat zum Beispiel entsprechend argumentiert, als er am 1. Juli 2005 die Vertrauensfrage rechtfertigte, mit der Neuwahlen erreicht werden sollten: Blockaden zwischen Bundesrat und Bundestag seien häufig Resultat einer strategischen Obstruktionspolitik der Bundesratsmehrheit. Kurz: Die Anwesenheit von Publikum kann nicht nur Auswirkungen auf das Entscheidungsverhalten der Akteure haben, sondern auch auf ihr Sprachverhalten. Gelingt es dem Publikum nicht, die systematische Interpretationsverzerrung auszugleichen, kann es zu einer systematischen Überschätzung der inhaltlichen Einigungsfähigkeit zwischen den Entscheidungsakteuren (Parlamentsparteien) kommen, weil auch ehrliche Uneinigkeit als strategische missverstanden wird. Im Extremfall übernimmt das Publikum die Tendenz der Akteure, jede 1

„Strategisches“ Verhalten wird hier also in einem sehr spezifischen Sinne verstanden. Für eine Präzisierung der hier gebrauchten Definition im Rahmen räumlicher Modelle, siehe Ganghof und Bräuninger (2006).

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beobachtbare Blockade als strategisch zu interpretieren. Die Diagnose strategischer Uneinigkeit kann also unterschiedliche Gründe haben: einen Mangel an Konsensfähigkeit auf Seiten der Entscheidungsträger oder aber einen Überschuss an Konsenserwartung auf Seiten des Publikums. Der vorliegende Beitrag verfolgt zwei Ziele. Im nächsten Abschnitt soll gezeigt werden, dass auch die Politikwissenschaft zuweilen Gefahr läuft, die Diagnose „strategische Uneinigkeit“ voreilig zu stellen. Manche beobachtbaren Fälle von Gesetzgebungsblockaden erscheinen so offensichtlich strategisch motiviert zu sein, dass eine entsprechende Diagnose scheinbar keiner empirischen Rechtfertigung bedarf. Und selbst wenn diese Diagnose explizit gerechtfertigt wird, beschränken sich Autoren häufig nur darauf zu zeigen, dass bestimmte Akteure Anreize zu strategischer Blockade hatten. Dies ist zu wenig, weil eine weitere notwendige Bedingung für strategische Uneinigkeit darin besteht, dass eine Einigung aus rein inhaltlicher, policy-orientierter Sicht möglich gewesen wäre. Es ist deshalb ratsam, der eingangs zitierten methodischen Regel von Kenneth Oye zu folgen und ehrliche Uneinigkeit als eine Art Nullhypothese betrachten, die explizit zurückgewiesen werden muss. Dabei stellt sich die grundsätzliche Frage wie im Rahmen von „analytischen Erzählungen“ (analytical narratives) die inhaltlichen Präferenzen von Akteuren ermittelt werden können (vergleiche Bates et al. 2000: 698; Elster 2000). Ich argumentiere, dass die relevante Schlussart der so genannte Schluss auf die beste Erklärung (Lipton 2004) ist und zeige am Beispiel der Petersberger Steuerreformvorschläge, wie dieses „Verfahren“ in analytischen Erzählungen eingesetzt werden kann. Auf dieser Grundlage versuche ich zu zeigen, dass es sich bei dem Scheitern dieser Reform um ehrliche Uneinigkeit gehandelt hat. Das zweite Ziel des Beitrags besteht darin zu zeigen, dass sich die methodische Schlagseite zugunsten des Interpretationsmusters „strategische Uneinigkeit“ in eine normative Schlagseite übersetzen kann. Im dritten Abschnitt wird daher im Hinblick auf normative Demokratietheorien der Zusammenhang zwischen empirischen Prämissen über die Einigungsfähigkeit zwischen Akteuren einerseits und institutionellen Präferenzen in Bezug auf Minderheitenvetos und eine starke Verfassungsgerichtsbarkeit andererseits herausgearbeitet. Die Diskussion zeigt, dass die Vermeidung einseitiger Interpretationen von Reformblockaden nicht nur ein Anliegen methodologischer Puristen sein sollte. Sie ist vielmehr die Voraussetzung für einen ausgewogenen Blick auf aktuelle institutionelle Reformvorschläge wie auch auf den endogenen Wandel in der Machtbalance zwischen unterschiedlichen kollektiven Akteuren.

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2.

Methodische Probleme: Die Petersberger Steuerreformpläne

Die gescheiterten Petersberger Steuerreformvorschläge der Regierung Kohl sind zweifellos das Standardbeispiel einer vermeintlichen strategischen Uneinigkeit. Nicht nur Leitartikel und Kommentare der Tagespresse heben diesen Fall immer wieder hervor, auch viele politikwissenschaftliche Arbeiten haben ihn entsprechend interpretiert (Wagschal 1999: 629; Zohlnhöfer 1999; Lehmbruch 2000: 167-70; Renzsch 2000; Scharpf 2000a: 121; 2000b). Der Dissens zwischen unterschiedlichen Autoren beschränkt sich im Wesentlichen auf die Frage, welche Partei sich (am stärksten) strategisch verhalten hat: SPD oder FDP (vergleiche dazu auch Bräuninger und Ganghof 2005: 172-3). In diesem Abschnitt kritisiere ich diese Interpretationen inhaltlich und methodisch. Die inhaltliche These ist, dass es sich beim Scheitern dieser Reform nicht um strategische, sondern um ehrliche Uneinigkeit gehandelt hat. Angesichts der Kombination von unterschiedlichen Policy-Präferenzen und „supermajoritären“ Entscheidungsregeln war eine Einigung zwischen den relevanten Vetospielern – zu denen man auch das Verfassungsgericht zählen kann – schlicht nicht möglich. Die methodische These hat hier einen höheren Stellenwert: Keiner der Verfechter der These strategischer Uneinigkeit hat systematisch versucht, die Nullhypothese ehrlicher Uneinigkeit zurückzuweisen. Ich beginne mit der methodischen These. Zuvor will ich jedoch betonen, dass im Folgenden nicht die theoretische Plausibilität der These strategischer Uneinigkeit angezweifelt werden soll. Ich habe selbst, gemeinsam mit Thomas Bräuninger, eine einfache Formalisierung dieser These im Rahmen räumlicher Modelle vorgeschlagen (Bräuninger und Ganghof 2005; Ganghof und Bräuninger 2006). Gerade diese Anbindung an räumliche Modelle verdeutlicht jedoch das methodische Problem in empirischen Analysen. Die theoretische und vergleichende Analyse legt nämlich nahe, dass das Problem strategischer Uneinigkeit vor allem beim Vorliegen „supermajoritärer“ Entscheidungsregeln auftritt bzw. beim Vorhandensein vieler Vetospieler mit unterschiedlichen Präferenzen (ausführlicher: Ganghof 2005c). Unter genau diesen Bedingungen ist es jedoch auch wahrscheinlich, dass es schon aus inhaltlichen (anstatt wahlstrategischen) Gründen zu Reformblockaden kommt – auch und gerade im Bereich der Umverteilungspolitik. Kurz: In dem Maße, in dem die theoretische Relevanz des Problems strategischer Uneinigkeit zunimmt, steigt auch die methodische Schwierigkeit, strategische von ehrlicher Uneinigkeit zu unterscheiden.

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2.1 Die methodische These Die meisten Autoren, die das Scheitern der Steuerreformpläne der Regierung Kohl im Bundesrat als parteitaktische Blockade einer bestimmten Vetopartei (SPD oder FDP) interpretiert haben, haben diese Position empirisch kaum oder gar nicht untermauert. Die Ausnahme ist Zohlnhöfer (1999; 2000), der den Prozess des Scheiterns detailliert nachzeichnet und die These strategischer Uneinigkeit klar formuliert. Da ich seine Analyse als schwierigsten „Test“ für meine methodische These betrachte, konzentriert sich die folgende Diskussion auf sie. Zohlnhöfer ist sich der methodischen Implikation der These strategischer Uneinigkeit bewusst: Eine auf theoretischer Ebene notwendige Bedingung strategischer Uneinigkeit ist, dass sich rein inhaltlich orientierte Akteure hätten einigen können. Um deshalb argumentieren zu können, dass eine Einigung zwischen Regierung und Bundesrat am wahlstrategischen Verhalten mindestens eines Vetospielers gescheitert ist, muss auf empirischer Ebene plausibel gemacht werden, dass es ohne solch ein Verhalten sicher oder mit hoher Wahrscheinlichkeit zu einer Einigung gekommen wäre (Zohlnhöfer 1999: 327, 342). Anders formuliert: Die logische Struktur der These strategischer Uneinigkeit macht ehrliche Uneinigkeit zu einer Art Nullhypothese, die der expliziten Zurückweisung bedarf. Bei genauerer Betrachtung unternimmt Zohlnhöfer jedoch trotz dieser Einsicht keinen systematischen Versuch, die „Nullhypothese“ ehrlicher Uneinigkeit zurückzuweisen. Sein Artikel basiert größtenteils auf einer kondensierten Prozessanalyse, aber wenn es darum geht, die Nullhypothese zurückzuweisen, greift der Autor nicht auf diese Analyse zurück, sondern verweist auf eine quantitative Analyse von König (1997). Diese zeige, dass „es durchaus gemeinsamen Handlungsspielraum für Regierung und Bundesratsmehrheit gegeben hat“ (Zohlnhöfer 1999: 342).2 Als systematischer Versuch die Nullhypothese zurückzuweisen, könnte diese Referenz indes nur gelten, wenn Zohlnhöfer selbst zeigte, dass und warum Königs Schlussfolgerungen für den konkreten Fall der Petersberger Steuerreformvorschläge relevant sind. Dieser Versuch wird nicht unternommen, und er wäre meines Erachtens auch erfolglos – aus drei Gründen. Erstens geht es bei König gar nicht um die Steuerpolitik im Besonderen sondern um Wirtschaftspolitik im Allgemeinen. Zweitens basiert Königs Abschätzung 2

Zohlnhöfer konzentriert sich also auf die wahlstrategischen Blockadeanreize der SPD-Mehrheit im Bundesrat. Ich behalte diesen Fokus im Folgenden bei. Für eine umfassende Analyse, die auch die Präferenzen der FDP betrachtet, siehe Ganghof (2004). Vergleiche auch Bräuninger und Ganghof (2005).

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„gemeinsamen Handlungsspielraums“ auf starken Annahmen, die von Zohlnhöfers Untersuchung nicht gestützt werden. König nimmt zum Beispiel an, dass die Parteien Tauschgeschäfte zwischen Wirtschaftspolitik und anderen Themen der Innenpolitik vornehmen, und zwar bei gleicher Gewichtung der beiden Dimensionen. Drittens basiert Königs Zuschreibung von Parteipräferenzen auf einer Expertenbefragung, das heißt (in der Regel) der Befragung einer kleinen Gruppe anderer Politikwissenschaftler, die sich (in der Regel) mit den Details der Einkommensteuerreform kaum auskennen. Gerade vor dem Hintergrund von Zohlnhöfers sorgfältiger Darstellung der komplizierten steuerpolitischen Themen ist deshalb unklar, warum die groben wirtschaftspolitischen Präferenzzuschreibungen anderer Politikwissenschaftler für den konkreten Fall als valide betrachtet werden sollen. Kurz: Bei genauerer Betrachtung findet sich selbst in Zohlnhöfers Analyse kein systematischer Versuch zur Zurückweisung der Hypothese ehrlicher Uneinigkeit. Dies belegt meine methodische These.3 Aber kann die Nullhypothese ehrlicher Uneinigkeit überhaupt zurückgewiesen werden? Lassen sich die „wahren“ inhaltlichen Präferenzen von kollektiven Akteuren überhaupt ermitteln? Diese Fragen sind für qualitativ-historische Analysen im Allgemeinen und das Programm „analytischer Erzählungen“ im Besonderen (Bates et al. 2000) von zentraler Bedeutung.4 Sie werden jedoch selten gestellt und noch seltener befriedigend beantwortet (vergleiche Bates et 3

4

In einem neueren englischsprachigen Aufsatz verfolgt Zohlnhöfer einen anderen Ansatz zur Widerlegung der Hypothese ehrlicher Uneinigkeit: Er schreibt: ”[I]t can be shown that this reform did not fail because of a lack of a win set between the coalition and the Bundesrat majority: Comparing the reform proposals of the Christian-liberal coalition with the tax reform passed by the new red-green government in summer 2000 reveals that the respective tax scales for example are almost identical“ (Zohlnhöfer 2003: 150). Diese Argumentation ist meines Erachtens nicht überzeugend. Denn vom Endergebnis eines komplexen Entscheidungsprozesses kann nicht auf die Präferenzen einzelner beteiligter Akteure geschlossen werden – jedenfalls nicht ohne eine Vielzahl von Zusatzannahmen, zum Beispiel über die Bedeutung (salience) und Verkopplung einzelner Politikdimensionen. Für eine Erklärung der Steuerreform 2000, die zur hier entwickelten Sicht auf die Petersberger Steuerreformvorschläge passt, siehe Ganghof (2004). Ich fasse den Begriff „analytische Erzählung“ hier weiter als Bates et al. (1998). Bei diesen Autoren geht es vor allem um die Verbindung zwischen historischer Erzählung und theoretischer Analyse im engen Sinne der formalen Modellierung von Entscheidungskalkülen. Genau hier liegt das Problem: Gerade weil die formalen Ableitungen wahrheitskonservierende und nicht gehaltserweiternde Deduktionen sind, ergibt sich der empirische Gehalt analytischer Erzählungen primär aus den Präferenzen und Erwartungen, die den Akteuren zugeschrieben werden und somit als Annahmen in die formalen Modelle eingehen. Das Kriterium für die wissenschaftliche Angemessenheit dieser Zuschreibung kann aber nicht logische Konsistenz (allein) sein. Mindestens ebenso wichtig ist die Kohärenz der Zuschreibungen (vergleiche Bartelborth 1999 sowie die folgenden Ausführungen).

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al. 2000: 698; Elster 2000). Meines Erachtens ist die beste Antwort in einer Interpretations- und Erklärungstheorie zu finden, die in der neueren Wissenschaftstheorie vermehrt Aufmerksamkeit gefunden hat, deren Grundzüge jedoch in der Literatur über historische Erklärung seit langem etabliert sind (vergleiche zum Beispiel Scriven 1966; Bartelborth 1999; 2004; Tucker 2004). Präferenzzuschreibungen sind demnach so genannte Schlüsse auf die beste Erklärung (SBE), eine komplexe Form der Induktion (Bird 1998; Lipton 2004).5 Wie der Name schon sagt, geht es bei dieser Schlussart darum, aus einer Menge von plausiblen Hypothesen oder Theorien diejenige auszuwählen, die eine gegebene Menge erklärungsbedürftiger Tatbestände am besten erklärt (umfassend: Lipton 2004).6 Ein zentraler Bestandteil des SBE ist die eliminative (ausschließende) Induktion, zur deren Grundmethoden Mills Übereinstimmungs- und Differenzmethoden gehören (Westermann 2000: 92). Manche Autoren konzeptualisieren den SBE sogar als identisch mit eliminativer Induktion (vergleiche Rappaport 1996; Bird 2006). Zumindest bei Schlüssen auf Präferenzen und Erwartungen in „analytischen Erzählungen“ erscheint diese Konzeptualisierung jedoch unplausibel. Denn es ist höchst unwahrscheinlich, dass wir alle Hypothesen (hier: Präferenzzuschreibungen) bis auf eine falsifizieren können. Der SBE ist deshalb kein rein eliminatives Verfahren, sondern vergleicht auch die positiven Erklärungsstärken unterschiedlicher Hypothesen miteinander. Letztlich handelt es sich um eine „komplexe Kohärenzabschätzung, bei der jeweils die Kohärenz der Überzeugungssysteme verglichen wird, die entstehen, wenn wir eine der betreffenden Hypothesen zu unserem Hintergrundwissen dazu nehmen. Unter Kohärenz wird dabei verstanden, dass die Überzeugungen eines Meinungssystems gut zusammenpassen und sich gegenseitig stützen“ (Bartelborth 2004: 27). Bezogen auf Präferenzen (und Erwartungen) suchen wir also nach denjenigen Präferenzprofilen, die eine möglichst große Menge und Vielfalt von Beobachtungen möglichst gut erklären können. Ein einfaches Beispiel: Wenn zwei Präferenzzuschreibungen P’ und P’’ das Verhalten eines Akteurs zum Zeitpunkt t1 gleich gut erklären können, aber nur P’’ auch das Verhalten zum Zeitpunkt t2 5

6

Induktion wird hier in einem weiteren Sinne verstanden, der alle nicht-deduktiven, das heißt nicht wahrheitskonservierenden Schlüsse umfasst. Als Induktion im engeren Sinne wird häufig die „enumerative“ oder „Humesche“ Induktion verstanden, bei der von einer bestimmten Anzahl beobachtbarer Fälle auf nicht-beobachtbare Fälle geschlossen wird (Extrapolation und Generalisierung) (Bird 1998: 13; Westermann 2000: 91-2). In der Praxis ist die Menge erklärungsbedürftiger Tatbestände freilich nicht gegeben. Im Gegenteil: Es gehört zur Logik des SBE, systematisch nach Beobachtungen zu suchen, die zur Diskriminierung zwischen Hypothesen beitragen. Vergleiche Westermann (2000: 92) und insbesondere Lipton (2004: Kapitel 5).

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erklären kann, dann würden wir ceteris paribus P’’ bevorzugen. In diesem Sinne stützt zum Beispiel die Tatsache, dass die SPD unter der Führung von Lafontaine nach gewonnener Wahl gegenüber den Grünen ähnlich verhandelt und argumentiert hat wie zuvor gegenüber der Regierung Kohl, die Interpretation, dass die entsprechenden Positionen und Argumentationen „ehrlich“ waren (vergleiche Ganghof 2004: 98-9). Natürlich ist dies nur ein isoliertes Beispiel. Wie gut der eben skizzierte Schluss auf P’’ ist, hängt wiederum davon ab, wie er mit anderen Beobachtungen und deren potentiellen Erklärungen im Einklang steht. Darüber hinaus betrifft das Beispiel nur die interne Konsistenz und Kohärenz von zugeschriebenen Präferenzprofilen. Es besteht jedoch Konsens in der theoretischen wie in der anwendungsorientierten Literatur, dass entsprechende Schlüsse auf die beste Erklärung auch eine externe Beschränkung benötigen (Bartelborth 1999: 109-10; Mackie 2003: 41-2). Das heißt, wir müssen für die zugeschriebenen Präferenzen und Erwartungen wenigstens im Prinzip erklären können, wie sie entstanden sind. Die Zuschreibungen müssen mit unserem systematischen Wissen über die Welt, in der sich die Akteure bewegen, im Einklang stehen. Dieses Wissen betrifft zum Beispiel die strukturellen Anreize, Opportunitäten und Beschränkungen, denen sich die Akteure gegenüber sehen. Führen zum Beispiel Akteure einen Steuerwettbewerb zur Begründung bestimmter Gesetzesvorschläge an, dann setzt eine angemessene Interpretation entsprechender Aussagen voraus, dass sich der Interpret selbst einen Überblick über das verfügbare Wissen dazu verschafft. Wenn es eindeutige wissenschaftliche Belege für einen Steuerwettbewerb gibt, wenn die Akteure die „richtigen“ Kausalmechanismen zitieren, und wenn nachvollziehbar ist, wie die Akteure das entsprechende Wissen erlangt haben, dann spricht all dies dafür, dass der Hinweis auf den Steuerwettbewerb nicht nur vorgeschoben war (vergleiche Ganghof 2004: 43-50, 67). Zur externen Kohärenz von Präferenzzuschreibungen gehört aber auch, dass diese mit unserem Wissen darüber im Einklang stehen, wie sich entsprechende Akteure typischerweise in entsprechenden Situationen verhalten (Mackie 2003: 41-2). Um zum Beispiel die „wahren“ inhaltlichen SteuerpolitikPräferenzen der deutschen Sozialdemokraten besser einschätzen zu können, hilft der systematische Blick auf die steuerpolitischen Präferenzen ähnlicher Parteien in vergleichbaren Ländern. Anders gesagt: Generalisierungen (enumerative Induktionen) über das typische Verhalten entsprechender Akteure liefern ebenfalls Beobachtungen, die sich in die „beste“ Erklärung einbetten lassen müssen (dazu umfassender: Woodward 2003: insbesondere 215-6). Natürlich können wir nicht einfach annehmen, dass die deutschen Sozialdemokraten dieselben

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Präferenzen haben wie die „Durchschnitts“-Sozialdemokraten in vergleichbaren Ländern. Aber: Wenn andere, vor allem historische Evidenz in diese Richtung deutet, so wird der entsprechende Schluss durch den internationalen Vergleich gestützt; und anders herum: wenn die Präferenzen der deutschen Sozialdemokraten (oder einer anderen Partei) von ihren Schwesterparteien in anderen Ländern deutlich abweichen, so ist dieser Befund in besonderem Maße erklärungsbedürftig und erhöht die Anforderungen an die historische Analyse. Erklärung ist in diesem Sinne immer „holistisch“ (Bird 1998: 79-91; Bartelborth 2004; Tucker 2004).7 Fassen wir zusammen: Die hier vorgeschlagene Strategie zur Unterscheidung zwischen strategischer und ehrlicher Uneinigkeit besteht darin, aktiv nach möglichst vielen und möglichst unterschiedlichen Beobachtungen zu suchen, die dabei helfen, auf diejenigen inhaltlichen Präferenzprofile der Akteure zu schließen, die die Gesamtheit des beobachtbaren Verhaltens am besten erklären. Freilich kann man immer noch bezweifeln, ob die empirische Evidenz jemals ausreicht, um die Menge der guten Erklärungen bzw. der plausiblen Präferenzprofile hinreichend zu verkleinern. Vielleicht lässt sich bei intentionalen Erklärungen, zumal wenn es um kollektive Akteure geht, die so genannte „Unterdeterminierung“ der Theorie durch die Daten niemals hinreichend reduzieren? Dies ist generell eine respektable Position (Rosenberg 1995), aber keine, die sich Vertreter der These strategischer Uneinigkeit zu Eigen machen könnten. Diese müssen davon ausgehen, dass sich die inhaltlichen Präferenzen der Akteure hinreichend präzise bestimmen lassen, da empirische Belege für einen „gemeinsamen Handlungsspielraum“ der relevanten Vetospieler eine notwendige Bedingung für die empirische Plausibilisierung der These ist (siehe oben).8 Wir können die Frage, wie stark sich die Erklärungskraft der beiden Thesen (ehrliche und strategische Uneinigkeit) unterscheidet, deshalb als empirische Frage behandeln. Im Folgenden argumentiere ich in diesem Sinne, dass es sich beim Scheitern der Petersberger Steuerreformvorschläge um ehrliche Uneinigkeit handelte. 7

8

Aus diesem Grund ist auch die häufig aufgestellte Behauptung einseitig, wonach generalisierende Erklärungen mit Hilfe von statistischen Korrelationen eine Fundierung durch kausale Mechanismen benötigen. Genauso können singuläre Erklärungen in Bezug auf Kausalmechanismen eine „Fundierung“ durch Korrelationen – auf disaggregierter Ebene – benötigen. Die relative Bedeutung unterschiedlicher Typen von Evidenz hängt davon ab, welcher Typ von Evidenz in Bezug auf eine gegebene Fragestellung am Besten zwischen unterschiedlichen potentiellen Erklärungen diskriminieren kann (Steel 2004: 72). Vergleiche die analoge Argumentation Mackies (2003: 42) in Bezug auf die historischen Social Choice-Analysen von William Riker und anderen.

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2.2 Die inhaltliche These Die inhaltliche These ist, dass es sich beim Scheitern der Steuerreform tatsächlich um ehrliche Uneinigkeit handelte. Eine ausführliche Rechtfertigung dieser These würde den Rahmen dieses Artikels sprengen. Der Grund liegt in den erörterten methodischen Problemen. Die Präferenzprofile, die man den Akteuren zuschreibt, müssen letztlich in eine umfassendere, empirisch fundierte Theorie eingebettet sein, die auch die strukturellen Beschränkungen der Parteien sowie das typische Verhalten ähnlicher Parteien in anderen Ländern in den Blick nimmt. Diese Theorie habe ich andernorts entwickelt (Ganghof 2004; 2005b; 2006), und ich will deshalb die inhaltliche These hier nur durch eine kurze Zusammenfassung jener Arbeiten zu untermauern versuchen. Nehmen wir zunächst die zweifellos wichtigste Dimension der Steuerreformpläne der Regierung Kohl: die geplante Nettoentlastung. Hier war die Konstellation recht klar. Führende Politiker der SPD und der SPD-regierten Bundesländer haben nach der Wiedervereinigung immer wieder festgestellt, dass es keinen Spielraum für Steuersenkungen gibt, und dies hat sich auch in den Steuerreformvorstellungen der SPD niedergeschlagen. Zohlnhöfer (1999: 334) sieht dies auch so: Die generelle „Linie der Partei“ sei es gewesen, „überhaupt keine Nettoentlastung zuzulassen“. Wenn aber einer der Vetospieler den Status Quo gegenüber den Alternativen vorzieht, dann gibt es – zumindest auf dieser isolierten Dimension – per Definition keinen gemeinsamen Handlungsspielraum. Die Tatsache, dass sich die SPD-Akteure im Laufe der Verhandlungen auf bescheidene Nettoentlastungen eingelassen haben, zeugt somit eher von ihrem Kooperationswillen als von einer besonderen Neigung zur strategischen Blockade. Aber die Nettoentlastung war nicht die einzige inhaltliche Dimension der Einkommensteuerreform. Man kann zwei weitere unterscheiden. Die eine betraf die Verteilungswirkungen der Steuerreform, vor allem die Verteilung der Steuerlast zwischen Hoch- und Niedrigverdienern und zwischen unterschiedlichen Einkunftsarten. Betrachtet man die Positionen der Parteien auf dieser Dimension, ergab sich aber auch kein größerer Spielraum für eine Einigung, weil insbesondere FDP und SPD eher in unterschiedliche Richtungen strebten. Die FDP wollte die Entlastung der Kapitaleinkommen, insbesondere der Unternehmen und der Besserverdiener; die SPD wollte dagegen eine Entlastung niedriger Einkommen und eine partielle Höherbelastung von Unternehmenseinkommen und Besserverdienern. Auf dieser Dimension allein wäre also bestenfalls die Beibehaltung des Status Quo bei veränderter Struktur von Tarifen und der Definition der steuerlichen Bemessungsgrundlage möglich gewesen. 160

Dies führt zur dritten Dimension, eben dieser Steuerstruktur. Auf diese Dimension richteten sich die gesamte Zeit über die Reformhoffnungen des Publikums. Waren sich nicht alle Parteien darüber einig, dass ein gutes und gerechtes Steuersystem niedrige Steuersätze und eine breite Bemessungsgrundlage haben sollte? Hätte man sich nicht auf solch eine aufkommens- und verteilungsneutrale Steuerreform einigen können? Bei genauerer Betrachtung muss die Antwort wiederum negativ ausfallen. Dies liegt erstens daran, dass Steuerniveau und -struktur letztlich keine unabhängigen Dimensionen sind. Zum Beispiel führt eine aufkommensneutrale Steuerstrukturreform notwendigerweise zu deutlichen Höherbelastungen für bestimmte Einkommensgruppen oder -arten. Diejenigen, die zuvor von Steuerprivilegien profitiert haben, verlieren durch die Abschaffung dieser Privilegien mehr als Sie durch die Steuersatzsenkung für alle gewinnen. Dies ist nicht nur ein politisches, sondern auch ein ökonomisches Problem, weil ein großer Teil der Steuervergünstigungen für Kapitaleinkommen auch den Zweck hatte, das Spar- und Investitionsniveau zu erhöhen. Genau dies war auch einer der Gründe, warum die geplante Nettoentlastung der Regierung Kohl trotz der angespannten Haushaltslage recht hoch ausfiel. So sollten negative Auswirkungen auf Konjunktur und Wachstum vermieden werden (Ganghof 2004: 90-1). Änderungen der Steuerstruktur haben also systematische Auswirkungen auf das Steuerniveau und umgekehrt. Zweitens müssen zwei Aspekte der Steuerstruktur strikt voneinander getrennt werden. Der einzige Punkt, in dem sich die Vetoparteien wirklich einig waren, war die Notwendigkeit, den Steuersatz für Kapitalgesellschaften wegen des internationalen Wettbewerbs auf 35% zu senken. Die Einigkeit in diesem Punkt erhöhte den Einigungsspielraum zwischen den Parteien aber nur geringfügig, weil es ganz und gar unterschiedliche Auffassungen darüber gab, welche Konsequenzen ein abgesenkter Steuersatz für Kapitalgesellschaften für den Spitzensteuersatz der persönlichen Einkommensteuer haben sollte. Die Koalition ging davon aus, dass diese beiden Steuersätze nur geringfügig auseinander fallen dürfen und dass deshalb der Spitzensteuersatz stark gesenkt werden müsste. Diese Idee wurde von den SPD-Akteuren entschieden zurückgewiesen. Zwar war die SPD unter dem Druck ihrer innerparteilichen „Modernisierer“ bereit, den Spitzensteuersatz geringfügig abzusenken, aber nur in dem Maße, in dem Steuerprivilegien für Hochverdiener abgeschafft worden wären (siehe das oben Gesagte zur Verteilungs-Dimension). Eine darüber hinaus gehende Absenkung, die nur dazu dienen sollte, einen niedrigen Körperschaftsteuersatz zu ermöglichen, wurde abgelehnt.

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Diese öffentlich geäußerte Präferenz der SPD als „vorgeschoben“ oder „strategisch“ zu deuten ist wenig plausibel, wenn man berücksichtigt, wie vergleichbare Länder auf den Steuerwettbewerb reagiert haben. Diese Länder haben ausnahmslos eine starke Spreizung zwischen den (Spitzen-)Steuersätzen für Kapitalgesellschaften und persönliche Einkommen in Kauf genommen haben (Ganghof 2005b). Österreich, Belgien, Dänemark, Finnland, Schweden, Japan, Frankreich und die Niederlande hatten noch im Jahr 2004 Spitzensteuersätze zwischen 50 und 60% – also etwa auf dem Niveau, das in Deutschland vor den christlich-liberalen Steuerreformplänen Mitte der neunziger Jahre bestand. Mehr noch: In fast all diesen Ländern wurde die Beibehaltung relativ hoher Spitzensteuersätze von oder unter Beteiligung von (Mitte-)Rechts-Parteien beschlossen. Diese Fälle zeigen: Im internationalen Vergleich waren nicht die Steuerstrukturpräferenzen der SPD ungewöhnlich, sondern vielmehr die der CDU/CSU. Diese empirische Beobachtung ist wichtig, weil sie die analytische Aufmerksamkeit auf einen institutionellen Faktor der deutschen Steuerpolitik lenkt, der in der politikwissenschaftlichen Diskussion über die Einkommensteuerreform weitgehend ignoriert wurde: die Existenz eines aktivistischen Bundesverfassungsgerichts.9 Das deutsche Steuerrecht und gerade auch das Einkommensteuerrecht ist in der jüngeren Vergangenheit umfassend konstitutionalisiert worden (Kirchhof 2003; Wieland 2004: 10).10 Laut Wieland (2004: 10) ist es „in Gefahr geraten, seinen Eigenstand zu verlieren und zum Vollzug verfassungsrechtlicher Vorgaben zu degenerieren. Der Steuergesetzgeber ist delegitimiert und demotiviert worden; er tendiert immer stärker dazu, gerade auch dann nach Karlsruhe zu schielen, wenn von dort noch keine Wegweisung erteilt worden ist“. Diese Charakterisierung ist gewiss zugespitzt. Sie beschreibt aber wichtige Aspekte des Prozesses der Einkommensteuerreform treffend und führt uns zurück zu den ungewöhnlichen Reformpräferenzen der CDU/CSU: Diese müssen meines Erachtens zu einem Gutteil als strategische Anpassung an antizipierte verfassungsrechtliche Restriktionen verstanden werden. Eine starke Spreizung zwischen Körperschaftsteuersatz und Spitzensatz der Einkommensteuer wurde im Laufe der neunziger Jahre immer stärker als verfassungsrechtliches Problem diskutiert (zum Beispiel Wendt 1996) und ein Vorlagebeschluss des Bundesfinanzhofs im Jahr 1999 hat die Ernsthaftigkeit dieses Problems deutlich gemacht 9 Vergleiche zur Rolle der Verfassungsgerichtsbarkeit in der Steuerpolitik auch Wagschal (2005). 10 Für die Zwecke dieses Artikels meint der Begriff „Konstitutionalisierung“ den Prozess einer zunehmenden verfassungsrechtlichen Umrahmung und Steuerung des Parlamentsrechts (vergleiche Schuppert und Bumke 2000).

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(Ganghof 2004: 104). Insbesondere die Akteure von CDU und CSU haben diese verfassungsrechtlichen Probleme immer wieder ins Feld geführt, um ihre Präferenz für einen niedrigen Spitzensteuersatz zu begründen. Angesichts der ganz anderen Präferenzen von (Mitte-)Rechts-Parteien in vergleichbaren Ländern fällt es schwer, diese Rechtfertigungen als rein strategisch zu interpretieren. Dasselbe gilt für den historischen Vergleich: bevor die verfassungsrechtlichen Bedenken gegen die so genannte „Spreizung“ der (Spitzen-)Steuersätze für Unternehmen und Personen stärker in den Vordergrund der Diskussion rückten, sind die steuerpolitischen Vordenker der CDU/CSU selbst vehement für Modelle einer Satzspreizung eingetreten, die später vor allem von den Sozialdemokraten vertreten wurden (Faltlhauser 1988; Uldall 1988; Ganghof 2004: 76, 158-9). Der historische und internationale Vergleich machen also plausibel, dass die (antizipierten) verfassungsrechtlichen Restriktionen einen kausalen Effekt auf die Policy-Präferenzen der CDU/CSU hatten und somit den „gemeinsamen Handlungsspielraum“ zwischen den Vetoparteien verringert haben. Man könnte sogar argumentieren, dass es ohne die Vetoposition des Bundesverfassungsgerichts gar nicht zu einer Blockade gekommen wäre, weil die Präferenzbildung innerhalb der Union einen ganz anderen Verlauf genommen hätte. Unabhängig von dieser Frage zeigt sich insgesamt ein Bild, das meine inhaltliche These stützt: Das Scheitern der Petersberger Steuerreformvorschläge der Regierung Kohl reflektiert eher ehrliche als strategische Uneinigkeit. Die Chancen einer Einigung waren von Anfang an gering, und darauf haben zentrale Akteure auch immer wieder hingewiesen. Zur Erklärung der Reformblockade ist es deshalb unnötig, auf etwaige wahltaktische Anreize zu verweisen – die überdies nicht eindeutig waren (Renzsch 2000; Zohlnhöfer 2000).11 Der entscheidende Punkt ist der methodische. Historische Interpretationen bleiben – wie alle induktiven Schlüsse – immer unsicher; auch die hier skizzierte Erklärung mag sich im Lichte neuer und besserer Evidenz als revisionsbedürftig erweisen. Problematisch ist deshalb weniger, dass andere Autoren im Falle der Petersberger Steuerreformvorschläge die These strategischer Uneinigkeit vertreten haben, 11 Nochmals: Ich bestreite nicht, dass die Sozialdemokraten – oder Teile dieses kollektiven Akteurs – Anreize gehabt haben mögen, die Reform auch bei inhaltlichem Einigungsspielraum scheitern zu lassen. Ebenso wenig bestreite ich, dass Oskar Lafontaine die Blockade der Petersberger Steuerreformvorschläge genossen hat. Der Kommentar von Marc Beise im Handelsblatt vom 11. Dezember 1997 trifft die hier vertretene Sicht recht gut: „Natürlich spielt politische Strategie … eine Rolle. Oppositionschef Oskar Lafontaine hat den Bundestagswahlkampf im Auge, und die selbsternannte Steuersenkungspartei FDP schwankt weiterhin zwischen Koalitionsräson und eigener Glaubwürdigkeit. Dahinter jedoch steckt weit mehr – ein ehrenwerter Dissens über die grundsätzliche wirtschaftspolitische Ausrichtung.“

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sondern dass es sich dabei meines Erachtens nur begrenzt um systematische Schlüsse gehandelt hat. Die Unterstellung einer inhaltlichen Einigungsfähigkeit zwischen ideologisch ganz unterschiedlichen Vetoparteien wurde dabei häufig als (Teil einer) einer Prämisse behandelt, deren Wahrheit als gegeben unterstellt wurde11. 3.

Normative Implikationen

Die bisherigen Ausführungen mögen den Leser skeptisch werden lassen, ob die empirische Politikwissenschaft zur Interpretation von Reformblockaden wissenschaftlich überhaupt etwas beitragen kann. Vielleicht ist die Frage, welches Interpretationsmuster angemessener ist – strategische oder ehrliche Uneinigkeit – nicht auf empirischer Grundlage entscheidbar. Vielleicht ist die „Unterdeterminierung“ der Theorie durch die Daten zu groß. Vielleicht sollte sich eine theoretisch und empirisch ambitionierte Politikwissenschaft weniger um die Erklärung singulärer historischer Fakten oder Ereignisse kümmern und sich stattdessen auf wiederkehrende und hinreichend robuste Kausalmechanismen konzentrieren. Für diese Schlussfolgerung spricht viel (vergleiche Ganghof 2005a; Manow und Ganghof 2005), aber sie hat einen Haken. Denn so wie es in politischen Entscheidungssituationen immer einen Status Quo – oder einen anderen „Rückfall-Zustand“ (default condition) – gibt, der im Falle der Uneinigkeit von Vetospielern eintritt, so gibt in auch in Interpretationssituationen immer einen solchen Status Quo. Dominante und zugespitzte Erzählungen über Reformblockaden wird es immer geben – wenn nicht in der Politikwissenschaft, dann zumindest in der Medienöffentlichkeit. Dies könnte der Politikwissenschaft egal sein, wenn die öffentliche Beschreibung demokratischer Politik folgenlos blie11 Genau genommen tritt die unterstellte inhaltliche Einigungsfähigkeit als Hinterglied einer Implikation auf, die in den Prämissen der verwendeten Argumente enthalten ist. Das Schlussschema entspricht der Struktur des so genannten Modus Tollens. Die Prämissen bestehen dabei aus einer Implikation und der Annahme einer Randbedingung, die der Negation des Hinterglieds der Implikation entspricht. Die Implikation lautet hier: Wenn sich, bei vorliegender Sachlage, alle Verhandlungspartner „aufrichtig“ verhalten, dann gelangen sie zu einer Einigung. Wird nun die Uneinigkeit beobachtet, so folgt daraus, dass sich die Verhandlungspartner „unaufrichtig“, also strategisch, verhalten haben. Das Problem besteht darin, dass die Gültigkeit der Implikation selbst nicht angezweifelt wird. Der Schluss aber ist nur dann gültig, wenn von der Wahrheit beider Prämissen, also auch der Implikation, ausgegangen werden kann. Ich danke Joachim Behnke dafür, dass er mich zu dieser Präzisierung angehalten hat.

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be. Aber dies ist nicht der Fall. Wie tatsächliche demokratische Politik interpretiert wird, kann Auswirkungen darauf haben, wie man sich demokratische Politik wünscht und welche Reformen man für vordringlich hält. Aus diesem Grund sollte die demokratische Öffentlichkeit beim Versuch, sich der Wahrheit zumindest anzunähern, nicht allein gelassen werden. Ein gutes Beispiel für die enge Verbindung zwischen „analytischen Erzählungen“ und normativen Schlussfolgerungen ist die Literatur an der Schnittstelle von Social Choice-Theorie und Demokratietheorie. William Riker (1982) hat argumentiert, dass die Ergebnisse des demokratischen Prozesses aufgrund bestimmter logischer Paradoxien von Mehrheitsentscheidungen „inkohärent“ und „bedeutungslos“ seien. Deshalb hatte er eine Präferenz für die institutionelle Einschränkung der Macht demokratischer Mehrheiten (Riker und Weingast 1988). Als empirische Belege für Rikers Argumentationen dienten nicht zuletzt Interpretationen einzelner historischer Entscheidungsprozesse. Nachdem diese Interpretationen lange akzeptiert wurden, hat Gerry Mackie (2003) sie kürzlich einer sorgfältigen Prüfung unterzogen und jede einzelne zurückgewiesen. Welche analytischen Erzählungen die besseren Erklärungen der empirischen Datenmuster liefern – die von Riker oder die von Mackie –, kann deshalb beeinflussen, welche Schlussfolgerungen man aus den Befunden der Social ChoiceLiteratur zieht.13 In diesem Abschnitt will ich auf der Grundlage neuerer Diskussionen in der analytisch orientierten Politischen Philosophie einige Überlegungen dazu entwickeln, welche normative Schlagseite die vorschnelle Diagnose strategischer Uneinigkeit haben könnte. Diese Überlegungen sind in Teilen vorläufig; und sie sollten auch nicht in der Art missverstanden werden, dass ich bestimmten Vertretern der These strategischer Uneinigkeit (in Bezug auf die Petersberger Steuerreformvorschläge) bestimmte normative Positionen unterstelle.14 Es geht vielmehr um Folgendes: Normative Fragen über demokratische Institutionen stellen sich in unterschiedlicher Form und Schärfe, je nachdem wie viel inhaltliche Einigungsfähigkeit man zwischen „vernünftigen“ Bürgern und Parteien unterstellt; und aus diesem Grund ist die unverzerrte Abschätzung dieser Einigungsfähigkeit von großer Bedeutung. 13 Rikers Schlussfolgerungen über die Demokratie folgen allerdings nicht allein aus seinen empirischen Interpretationen. Sie basieren auch auf einer – anfechtbaren – Konzeption dessen, worum es im demokratischen Prozess eigentlich geht. Siehe dazu Christiano (1993) sowie Estlund (2005a). 14 Ich danke einem anonymen Gutachter dafür, dass er unter anderem diese Klarstellung eingefordert hat.

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Zur Verdeutlichung der Verbindung von normativer und empirischer Argumentation eignet sich ein Zitat von Rousseau – dem Ideengeber vieler Theoretiker Deliberativer Demokratie –, welches die eingangs zitierte Warnung von Jeremy Waldron eindrucksvoll belegt. Für Rousseau war in der Tat jeder beobachtbare Streit von bestimmter Tiefe und Dauer bereits ein empirischer Beleg dafür, dass in unangemessener Weise partikulare, „parteiliche“ Interessen vertreten werden. Dass auch gemeinwohlorientierte und vernünftige Bürger uneinig bleiben könnten, schien für ihn ausgeschlossen zu sein. So heißt es im ersten Kapitel des vierten Buches des Gesellschaftsvertrags: „[S]obald die Privatinteressen sich immer mehr geltend machen und Parteien auf die Gemeinschaft Einfluß gewinnen, leidet das allgemeine Interesse und findet Gegner; es herrscht keine Einstimmigkeit mehr; (…) es erheben sich Widersprüche und Streitigkeiten und die beste Ansicht wird nicht ohne Streit angenommen“ (Rousseau 1948 [1762]: 172). Und das darauf folgende Kapitel präzisiert, „daß die Art wie öffentliche Angelegenheiten behandelt werden ein Gradmesser für den Stand der herrschenden Sitten und der politischen Gesundheit ist. Je größer die Harmonie in den Volksversammlungen, das heißt je mehr sich die gefaßten Beschlüsse der Einstimmigkeit nähern, um so größer die Herrschaft des allgemeinen Willens, während lange Debatten, Streitigkeiten und Radau das Anwachsen der Privatinteressen und den Abstieg des Staates anzeigen“ (Rousseau 1948 [1762]: 174). Rousseau hat also in der Tat die eingangs zitierte methodische Regel von Oye auf den Kopf gestellt: Konsens sei das „natürliche“ Ergebnis der Überlegungen vernünftiger, gemeinwohlorientierter Akteure – gleichsam die Nullhypothese –, und deshalb könne man von der Beobachtung fortbestehender Uneinigkeit darauf schließen, dass zumindest einige der Akteure unangemessene „parteiliche“ Ziele verfolgen. Die Konsensfähigkeit „gemeinwohlorientierter“ oder „vernünftiger“ Akteure ist in dieser Art von Argument eine unwiderlegbare empirische Annahme. Ich werde sie daher im Folgenden als Konsenspräsumption bezeichnen.15 Um zu untersuchen, welche institutionellen Präferenzen die empirische Konsenspräsumption nahe legt, gehe ich in zwei Schritten vor. Der erste Schritt konzentriert sich auf Minderheitenvetos, der zweite auf aktivistische Verfassungsgerichte. Der Begriff „Minderheitenveto“ wird dabei in einem weiten Sinne verstanden, der zum Beispiel starke zweite

15 Wichtig ist, diese empirische Konsensannahme zu trennen von normativen Konsensprinzipien wie zum Beispiel dem Prinzip liberaler Legitimität, demzufolge ein politisches Regime nur dann legitim ist, wenn seine Kernprinzipien allen vernünftigen Bürgern gegenüber rechtfertigbar sind (Rawls 1996).

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Kammern als funktionale Äquivalente von Minderheitenvetos betrachtet (Ganghof 2005c). 3.1 Minderheitenvetos Die These dieses Abschnitts ist, dass die Konsenspräsumption tendenziell zu einer von zwei Sichtweisen führt: entweder zu einer Präferenz für Minderheitenvetos oder aber zur Betrachtung von Minderheitenvetos als eher zweitrangiger Frage. Wie die Konsenspräsumption zu einer Präferenz für Minderheitenvetos führen kann, ist offensichtlich. Ist nämlich (weitgehende) Einigkeit – annahmegemäß – immer erreichbar, solange sie hinreichend stark gewollt wird, dann spricht viel dafür, diese Einigkeit durch ein Minderheitenveto zu erzwingen. Dies zeigt sich auch bei Rousseau. Er hatte bekanntlich trotz seiner Konsenspräsumption keine grundsätzlichen Probleme mit Mehrheitsabstimmungen. Dies liegt vor allem daran, dass er eine unplausible epistemische Theorie der Mehrheitsregel vertreten hat, der zufolge die Mehrheit zur Wahrheit führt (Christiano 1996: 29-35; Gaus 2003: Kapitel 6). Nichtsdestotrotz hielt Rousseau die Notwendigkeit übergroßer Mehrheiten – und damit von Minderheitenvetos – für den sichereren Weg zum Gemeinwohl: „je wichtiger und ernster die Beschlüsse“, umso „qualifizierter“ solle die Stimmenmehrheit sein, um auf den „allgemeinen Willen“ schließen zu können (Rousseau 1948 [1762]: 177-8). Als Gegengewicht zu dieser Präferenz für Minderheitenvetos wirke vor allem der Zwang, in vielen Fällen schnell zu einer Lösung zu kommen.16 Das Hauptproblem eines Minderheitenvetos ist freilich, dass es die politische Gleichheit zwischen den Abstimmenden verletzt: es privilegiert diejenigen, die eine Präferenz für den Status Quo besitzen (Ganghof 2005d). Aber genau dieses Problem ist von geringerer Bedeutung, wenn man von der Präsumption der Konsensfähigkeit aller vernünftigen Akteure ausgeht. Dies gilt auch für die 16 Moderne Theoretiker Deliberativer Demokratie wie Joshua Cohen oder Jürgen Habermas versuchen ihre konsensorientierten Theorien durch ähnliche Argumente mit der legislativen Mehrheitsregel zu versöhnen. Diese pragmatischen Argumente sind aber häufig reine „afterthoughts“ (Christiano 1996: 38), die sich nur schwer in die entsprechenden Theorien einbetten lassen. So basiert zum Beispiel Habermas’ (1992: 613) Rechtfertigung der Mehrheitsregel im Hinblick auf den in der realen Welt bestehenden „Entscheidungsdruck“ auf der impliziten Annahme, dass zumindest Konsens über die Notwendigkeit einer kollektiv verbindlichen Entscheidung gefunden werden kann. Selbst an diesem Konsens wird es jedoch häufig mangeln (Gaus 1996; Christiano 1997: 274).

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neuere Literatur. Arend Lijpharts Plädoyer für „Konsensdemokratien“ beinhaltet zum Beispiel ein Plädoyer für Minderheitenvetos, und er scheint darin nicht die Verletzung sondern die Realisierung politischer Gleichheit zu sehen (Lijphart 1999: 31, 282). Es ist unklar, wie dies begründet werden kann, wenn nicht auf der Grundlage einer empirischen Konsenspräsumption. Auf dieser Grundlage erscheint nicht das Vetorecht für Minderheiten selbst als Problem, sondern lediglich dessen Missbrauch durch „unvernünftige“ Akteure. Da Einigung annahmegemäß möglich ist, verletzten Vetorechte die politische Gleichheit der Bürger nicht. Sie tun dies nur dann, wenn eine Minderheit eine Einigung aus unlauteren Motiven ablehnt (vergleiche Estlund 2003; 2005b). Diese Verschiebung des analytischen Fokus vom institutionellen Vetorecht auf die tatsächliche Nutzung dieses Rechts durch die Akteure wird auch bei Steiner et al. (2004) deutlich. Diese Autoren erwarten, dass Vetorechte der konsensorientierten Verständigung förderlich sind: „the majority will have to justify its position, take the counterarguments of the dissenting party seriously, and try to develop some consensual solution“ (Steiner et al. 2004: 83). In Anlehnung an Scharpf (2000b: 276-8) argumentieren sie jedoch, dass eine andere Bedingung für die Förderung konsensorientierter Verständigung wohl noch wichtiger ist: die Existenz breiter Koalitionen (Steiner et al. 2004: 80). Sind nämlich alle oder fast alle wichtigen Akteure (Parteien) in eine breite Koalition eingebunden, entstehe eine „logic of joint decision making“ und eine „cooperative interaction orientation“. Der Grund dafür läge unter anderem darin, dass wahlstrategisches Verhalten in dem in Abschnitt 2 erläuterten Sinne reduziert oder zumindest abgeschwächt wird (vergleiche Scharpf 2000b: 309-18). Wenn also die Förderung kooperativen Verhaltens durch die Bildung breiter Koalitionen gelingt – und theoretisch an der Konsenspräsumption festgehalten wird –, dann scheint gegen Minderheitenvetos wenig einzuwenden zu sein. Gibt man die Konsenspräsumption auf, stellt sich das Problem anders dar. Denn wenn beobachtbare Uneinigkeit kein Indiz dafür ist, dass sich die Akteure unangemessen verhalten haben – wenn fortbestehende Uneinigkeit auch ernsthafte Meinungsverschiedenheiten über Gerechtigkeit und Effizienz widerspiegelt –, dann stellt sich die Gleichheitsfrage in Bezug auf Minderheitenvetos in viel schärferer Form. Es ist deshalb nicht erstaunlich, dass normative Theoretiker, die von einer unaufhebbaren Uneinigkeit in Fragen von Recht und Gerechtigkeit ausgehen, explizit gegen Minderheitenvetos argumentieren – zumindest

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dann, wenn es keine „strukturellen Minderheiten“ gibt (Christiano 1996, im Erscheinen; Waldron 1999b; vergleiche auch Ganghof 2005d).17 Fassen wir zusammen: Die Konsenspräsumption führt tendenziell zu einer Präferenz für Minderheitenvetos. Denn sie hebt einerseits die Vorteile solcher Vetos hervor – Verhinderung von Mehrheitstyrannei, Zwang zur konsensorientierten Verständigung – und kehrt andererseits die Nachteile solcher Vetos in Bezug auf den Wert politischer Gleichheit unter den Teppich. Das Gleichheitsproblem tritt nur dann wieder auf, wenn sich Akteure „unvernünftig“ und partikularistisch verhalten – zum Beispiel aus wahlstrategischen Gründen – und sich der Konsensfindung verweigern. Somit verschiebt sich der Fokus der normativen Diskussion von den formalen Regeln des Gesetzgebungsprozesses zum Verhalten der Akteure (vergleiche auch Ganghof 2005d). Interessant ist vor diesem Hintergrund die Beobachtung, dass eine ähnliche Verschiebung der Aufmerksamkeit von den Institutionen auf das Verhalten der Akteure auch in der öffentlichen und wissenschaftlichen Diskussion stattgefunden hat. So spricht zum Beispiel Lehmbruch (2000: 170) in Bezug auf die gescheiterten Petersberger Steuerreformvorschläge von einer „Blockade der Institutionen“ durch die FDP, und Scharpf (1998: 68) fordert die Akteure Theodor Eschenburg folgend zu „institutionengerechtem“ Verhalten auf. Lehmbruch und Scharpf haben auch die Reform des deutschen Föderalismus in jüngster Zeit vor allem unter Effektivitäts- und Effizienzgesichtspunkten diskutiert und demokratietheoretische Skrupel explizit hintangestellt (Scharpf 1999: 24; Lehmbruch 2000: 182). Gewiss: Dass herausragende Politikwissenschaftler wie Lehmbruch und Scharpf so argumentieren, ist vor allem der Tatsache geschuldet, dass sie sich bereits seit langem mit den Problemen des deutschen Bundesstaats beschäftigen und dabei auch die demokratietheoretischen Fragen sowie Reformvorschläge behandelt haben. Ihr Fokus auf das Verhalten der Akteure spiegelt deshalb zum Teil die realistische sozialwissenschaftliche Einschätzung wider, dass die Wahrscheinlichkeit einer durchgreifenden Bundesstaatsreform gering ist und die Akteure deshalb mit dem institutionellen Status Quo möglichst konstruktiv 17 Die Präsumption unaufhebbarer Uneinigkeit führt freilich nicht automatisch zur normativen Ableitung mehrheitsdemokratischer Institutionen. Ein Weg, um diese Ableitung zu vermeiden, ist die zusätzliche Präsumption zugunsten des Wertes der negativen Freiheit. So folgert etwa Gerald Gaus (1996: 237-40, Kapitel 14; 2003: Kapitel 8) aus einer moralischen Präsumption zugunsten staatlicher Nicht-Intervention sowie tief gehender Uneinigkeit über gerechtfertigte Staatsaktivitäten, dass grundsätzlich nur ein sehr eingeschränkter Staat zu rechtfertigen ist und dass auch in den gerechtfertigten Feldern staatlicher Aktivität Interventionen durch supermajoritäre Regeln erschwert werden sollten.

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umgehen sollten. Dennoch erscheint es plausibel, dass ein etwas zu vorschneller Rückgriff auf das Interpretationsmuster der strategischen Uneinigkeit – in der wissenschaftlichen und nicht-wissenschaftlichen Debatte – ebenfalls zu dem Fokus auf die Akteure und die Effizienzfragen (statt auf Institutionen und Demokratiefragen) beigetragen hat. Auch aus diesem Grund sind die in Abschnitt 2 diskutierten methodischen Probleme ernst zu nehmen. 3.2 Starke Verfassungsgerichtsbarkeit und Konstitutionalisierung Die oben diskutierte Präsumption der Konsensfähigkeit „vernünftiger“ Akteure hat aber nicht nur Konsequenzen für die Wünschbarkeit von Minderheitenvetos. Dies wird deutlich, wenn wir die obige Argumentation fortführen. Nehmen wir an, die Akteure verhalten sich trotz inhaltlicher Einigungsfähigkeit nicht einigungsorientiert – entweder weil es keine (über-)großen Koalitionen gibt oder weil diese zur Herstellung eines entsprechenden Verhaltens nicht ausreicht. In diesem Fall bietet sich eine andere Strategie an. Diese Strategie besteht darin, dem Parlament und damit den Parteien die legislativen Kompetenzen ganz zu entziehen und sie einem Akteur zu geben, der besser in der Lage ist, sich demjenigen Konsens anzunähren, den die Akteure erreicht hätten, wenn sie denn vernünftig gewesen wären. Eine Argumentation dieser Art wird häufig zugunsten von starken Verfassungsgerichten vorgebracht (vergleiche Rawls 1996: 231; siehe aber Habermas 1992). So argumentiert zum Beispiel Alexy (1996: 359-60): Dieser Vorrang [der Ergebnisse verfassungsgerichtlicher Argumentationen gegenüber den Ergebnissen des allgemeinen politischen Diskurses] kann im Rahmen der Diskurstheorie nur dadurch gerechtfertigt werden, daß die verfassungsgerichtliche Argumentation (…) diskursiven Idealen näher ist als der jeweilige politische Willensbildungsprozeß, der zu dem im grundrechtlichen Diskurs zu überprüfenden Gesetz geführt hat (…). Wenn ein Verfassungsgericht seine grundrechtlichen oder sonstigen verfassungsrechtlichen Argumente gegen die Ergebnisse des demokratischen Prozesses richtet, dann wird nicht nur negativ geltend gemacht, daß dieser nach den Maßstäben rationaler diskursiver Willensbildung mißlungen ist, sondern auch positiv beansprucht, daß die Bürger den Argumenten des Gerichts zustimmen würden, wenn sie sich auf einen rationalen verfassungsrechtlichen Diskurs einlassen würden.

Auch hier spielt die Konsenspräsumption offenbar eine zentrale Rolle. Denn ohne sie wäre höchst unklar, wer mit „die Bürger“ eigentlich gemeint ist. Wenn die rationale Verständigung vernünftiger Bürger zu unaufhebbarem Dissens

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führt, wie kann dann das Gericht dem demokratisch legitimierten Gesetzgeber eine „gelungene“ Lösung gegenüberstellen? Für Theoretiker, die mit der Annahme fortbestehender Uneinigkeit arbeiten, gibt es auf diese Frage keine befriedigende Antwort, weshalb sie aktivistischen Verfassungsgerichten und einer weitgehenden Konstitutionalisierung der Rechtsordnung eher ablehnend gegenüber stehen (Waldron 1999b; Christiano 2004, im Erscheinen). Akzeptiert man dagegen die Konsenspräsumption – und die Annahme, dass sich in der demokratischen Politik häufig dennoch normativ unangemessene Verhaltensmuster durchsetzen –, dann fällt die Akzeptanz aktivistischer Verfassungsgerichte ohne Zweifel leichter. Diese zwei Sichtweisen zeigen sich auch in der Debatte über die Konstitutionalisierung des deutschen Steuerrechts. Der Konstitutionalisierungstrend wird von Joachim Wieland (2001: 43; 2004: 104-5) kritisiert (vergleiche auch Wieland 1998). Der demokratisch legitimierte Gesetzgeber sei für die Gestaltung des Steuerrechts zuständig; er müsse politische Wertungen setzen können. Das Demokratieprinzip, in Verbindung mit dem Gleichheitssatz, biete hinreichenden Schutz vor zu hoher Besteuerung. Die Protagonisten der Konstitutionalisierung wie der ehemalige Verfassungsrichter Paul Kirchhof lehnen diese Sicht ab. Von der „demokratischen Hoffnung“, dass der parlamentarische Prozess ein maßvolles und konsistentes Steuerrecht erreichen kann, müsse man sich verabschieden (Kirchhof 2003: 50). Parlamentarier seien weniger Garanten geringer Steuerlasten, sondern „Vordenker neuer Ausgaben“ (Kirchhof 1996: 58). Das Steuerrecht sei weitgehend zum „Chaos“ geworden, vor allem wegen der „Logik des Verhandelns und der Konsenssuche zwischen Staat und Interessengruppen, innerhalb der Koalitionen und zwischen Regierung und Bundesrat“ (Kirchhof 2003: 5). Der Steuergesetzgeber neige zu einer „Politik des Ausgleichs, die auf den gut organisierten und stets hörbaren Sprecher, weniger auf die Stimme der Wähler hört“ (Kirchhof 2003: 8). Angesichts dessen müsse das Gericht selbst zum Repräsentanten der Schutzinteressen der Wähler und Steuerschuldner werden: Es „entstehen hohe Erwartungen an die Grundrechte und deren Steuerungskraft“ (Kirchhof 1996: 58). „Die Grundrechte müssen sich (…) insbesondere durch die Bindung des Gesetzgebers bewähren“ (Kirchhof 2003: 6). Die Konsenspräsumption erscheint auch für diese Argumentation zentral: Es gibt die richtige Lösung – oder eine eng begrenzte Menge richtiger Lösungen –, und das Gericht ist viel eher in der Lage sie zu finden als der demokratische Gesetzgeber.18 18 Zur Idee der „richtigen“ richterlichen Entscheidung, siehe zum Beispiel Sieckmann (2002: 3956). Vergleiche auch Schaal (2004: 110-4) sowie Vorländer (im Erscheinen).

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Mein Punkt ist nun gewiss nicht, dass die politikwissenschaftliche Diagnose strategischer Uneinigkeit in der Steuerpolitik und das Plädoyer von Kirchhof für eine zunehmende Konstitutionalisierung des Steuerrechts in einem ursächlichen Zusammenhang stehen. Stattdessen geht es – wie im Falle der Minderheitenvetos – um die Beobachtung, dass normative und präskriptive Argumentationsmuster auf derselben oder zumindest einer ähnlichen Prämisse basieren wie das empirische Interpretationsmuster strategischer Uneinigkeit: auf der Prämisse, dass hinreichend vernünftige Akteure einen allseits akzeptablen Konsens oder Kompromiss hätten finden können.19 Wenn deshalb das Interpretationsmuster strategischer Uneinigkeit in der alltäglichen Medienberichterstattung in Deutschland eine gewisse Rolle spielt, dann kann dies durchaus zu einem skeptischen Blick der Bürger auf Parlament und Parteien beitragen (vergleiche Patzelt 2005). Und dies wiederum kann beeinflussen, wie die Bürger auf die Konstitutionalisierung der Rechtsordnung reagieren.20 Auch aus diesem Grund sollte die empirische Politikwissenschaft die Abschätzung von inhaltlicher Uneinigkeit zwischen Parteien ernst nehmen und nicht selbst auf die Konsenspräsumption zurückgreifen. 4.

Schluss

Der vorliegende Beitrag hat Überlegungen angestellt, die sich im Schnittfeld dreier Literaturen befinden: politikwissenschaftlicher Fallstudien über Reformblockaden in der deutschen Politik, neuerer methodologische Arbeiten zum Problem der Erklärung und Interpretation in den Sozialwissenschaften sowie normativer Arbeiten zur Wünschbarkeit bestimmter institutioneller Arrangements in der Politik. Im Schnittfeld dieser drei Literaturen steht die Frage, wie 19 Die Abwesenheit wahlstrategischen Blockadeverhaltens impliziert natürlich noch keine „Vernunft“ im Sinne normativer Theorien – zumal unterschiedliche normative Theorien den Begriff „vernünftig“ (reasonable) ganz unterschiedlich definieren. Umgekehrt erscheint jedoch die Existenz wahlstrategischen Blockadeverhaltens als Zeichen für die Unvernunft von Parteien im normativen Sinne. 20 In diesem Zusammenhang ist bemerkenswert, wie wenig öffentliche Aufmerksamkeit der Aktivismus des Gerichts in der Steuerpolitik erhalten hat. Laut Wahl (1998: 81) sind zum Beispiel die beiden Beschlüsse zur Erbschafts- und Vermögensteuer aus dem Jahr 1995 „in der Presse und in der politischen Öffentlichkeit kaum diskutiert oder gar aufgegriffen worden“, obwohl sie „dem Gericht einen der umfangreichsten je erzielten Terraingewinne im Verhältnis zum Gesetzgeber erbracht“ haben – und obwohl der Vermögensteuerbeschluss auch verfahrensrechtlich diskussionswürdig war (Wieland 1998: 185-6).

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tief die inhaltliche Uneinigkeit zwischen (vernünftigen) politischen Akteuren in Fragen von Recht und Gerechtigkeit reicht. Ich habe erstens versucht zu zeigen, dass fundamentale Annahmen über das Ausmaß der Uneinigkeit Bürger in normativen und präskriptiven Diskussionen über demokratische Institutionen eine zentrale Rolle spielt. Daraus folgt zweitens, dass die empirische Politikwissenschaft die gewichtigen methodischen Probleme, die bei der empirischen Abschätzung von Uneinigkeit auftreten, ernst nehmen sollte. Drittens habe ich argumentiert, dass die Literatur zum so genannten Schluss auf die beste Erklärung die methodische Diskussion innerhalb der fallstudienorientierten Politikwissenschaft voranbringen kann. Literatur Alexy, Robert, 1996: Grundgesetz und Diskurstheorie. In: Winfried Brugger (Hrsg.), Legitimation des Grundgesetzes aus Sicht von Rechtsphilosophie und Gesellschaftstheorie, 343–60, Baden-Baden: Nomos. Bartelborth, Thomas, 1999: Verstehen und Kohärenz. Ein Beitrag zur Methodologie der Sozialwissenschaft. Analyse & Kritik 21, 97–116. Bartelborth, Thomas, 2004: Wofür sprechen die Daten? Journal for General Philosophy of Science 35, 13–40. Bates, Robert H., Avner Greif, Margaret Levi, Jean-Laurent Rosenthal und Barry R. Weingast, 1998: Analytical Narratives. Princeton: University Press. Bates, Robert H., Avner Greif, Margaret Levi, Jean-Laurent Rosenthal und Barry R. Weingast, 2000: The Analytic Narrative Project. American Political Science Review 94, 696–702. Bird, Alexander, 1998: Philosophy of Science. Montreal: McGill/Queen’s University Press. Bird, Alexander, 2006: Abductive Knowledge and Holmesian Inference. In: Tamar Szabo Gendler und John Hawthorne (Hrsg.), Oxford Studies in Epistemology, Oxford: Oxford University Press (im Erscheinen). Bräuninger, Thomas und Steffen Ganghof, 2005: Parteienwettbewerb im Zweikammersystem. In: Steffen Ganghof und Philip Manow (Hrsg.), Mechanismen der Politik. Strategische Interaktion im deutschen Regierungssystem, 149–81, Frankfurt a. M.: Campus. Christiano, Thomas, 1993: Social Choice and Democracy. In: David Copp, Jean Hampton und John E. Roemer (Hrsg.), The Idea of Democracy, 173–95, Cambridge: Cambridge University Press. Christiano, Thomas, 1996: The Rule of the Many. Boulder, Colorado:Westview Press. Christiano, Thomas, 1997: The Significance of Public Deliberation. In: James Bohman und William Rehg (Hrsg.), Deliberative Democracy. Essays on Reason and Politics, 243–78, Cambridge: MIT-Press.

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Die Entscheidungen von Verfassungsgerichten – ein Spiegel ihrer Zusammensetzung? Christoph Hönnige Sir Humphrey Appleby: ‘Prime Minister, we can try to find the culprit. We can prosecute. But under our current political system there are problems, as I'm sure you must be aware, about the government actually guaranteeing a conviction.’ PM Jim Hacker: ‘Maybe a quiet drink with the judge then?’ Sir Humphrey Appleby: ‘Unthinkable! There is no way, Prime Minister, of putting any pressure on a British judge.’ PM Jim Hacker: ‘So what do you do to ensure a conviction?’ Sir Humphrey Appleby: ‘Simple. You pick a judge who won't need any pressure put upon him … Then we leave justice free to take her own impartial and majestic course.’ Yes, Prime Minister. Official Secrets

1.

Einleitung

Trägt Justitia, die altrömische Göttin des Rechts, eine Augenbinde und eine austarierte Waagschale? Fällt sie ihr Urteil nach Abwägung des Für und Wider beider Prozessparteien, nach Recht und Gesetz, ohne Rang und Ansehen zu beachten? Oder sieht sie die Streitparteien deutlich vor sich und hat eine Waage mit schief hängenden Schalen? Folgt sie also eher dem von Sir Humphrey vorgeschlagenen Richter? Interessanterweise finden sich in Bildhauerei und Malerei beide Darstellungen – ebenso wie in der wissenschaftlichen Literatur zur Verfassungsgerichtsbarkeit. Während die rational choice institutionalistische Forschung zu europäischen Verfassungsgerichten mit wenigen Ausnahmen brach liegt (Vanberg 1998a, 1998b, 2001, 2005a, 2005b, Magelhães 1998, 2003, Epstein et al. 2001a, Stone 1992, Stone Sweet 1998, 2000), wird in der Literatur zum US Supreme Court intensiv diskutiert, welche Handlungsziele Verfassungsrichter verfolgen. Reißen manche Autoren ein ganzes Universum möglicher Ziele auf

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(Baum 1994, 1997), die von rechtlichen Motiven hin zu policy, vote und office reichen, kann als Minimalkonsens festgehalten werden, dass das policy-Motiv von allen Autoren als plausibel eingestuft wird (Epstein und Knight 1998: 23). Insbesondere die Attitudinalisten um Jeffrey Segal und Harold Spaeth (1993, 2002) argumentieren jedoch, dass alleine das policy-Motiv den Handlungsantrieb von Verfassungsrichtern bestimmt, während mögliche rechtliche Motive keine empirische Relevanz haben. Dabei wird ihnen teilweise vorgeworfen, es handele sich hierbei um ein Scheingefecht, da seriöse Politikwissenschaftler ohnehin nicht die Möglichkeit akzeptieren würden, dass juristische Motive eine Rolle spielen (Canon 1993, Brisbin 1996). Konträr zu diesen Argumentationslinien halten Richards und Kritzer (2002) ebenso wie Baum (1994, 1997) beide Motivgruppen für kompatibel und empirisch relevant. Das zweite zentrale Argument von Segal und Spaeth ist, dass durch die lebenslange Amtszeit und die praktische Unmöglichkeit der Abwahl dem Karriere- und dem Wahlmotiv vollständig die Grundlage entzogen wird. Diese Ansicht wird im Übrigen auch von Autoren, die stärker auf Entscheidungsregeln fokussierte Forschung betreiben, geteilt (zum Beispiel Epstein und Knight als zentrale Vertreter der rational choice institutionalistischen Schule). Die Frage nach den Handlungsmotiven der Richter ist zugleich die wichtigste Frage, wenn es darum geht, Forschung zu Verfassungsgerichten anschlussfähig zu den gängigen Modellen der vergleichenden Regierungslehre zu machen. In den gängigen räumlichen Modellen spielt das policy-Motive die zentrale Rolle (exemplarisch: Döring 2004, 2005, Ganghof 2003, Heller 2001, Huber 1996, Tsebelis 2002). Inwiefern die rechtlichen Zielsetzungen mit der politischen Zielsetzung vereinbar sind, ist umstritten. Die traditionelle juristische Sichtweise ist, dass Verfassungsrichter vor allem an einer präzisen, klaren und brauchbaren Interpretation der Verfassung interessiert sind (Baum 1997: 58). Diese erreichen sie, indem sie in ihren Urteilen den Text der Verfassung interpretieren, die Intention des Verfassungsgebers berücksichtigen sowie sich an Präzedenzfällen orientieren (Segal und Spaeth 2002: 48-49). Doch entspricht nun die Hypothese, dass Verfassungsrichter ihre politischen Werteinstellungen durchsetzen auch in europäischen Verfassungsgerichten der Realität? Dieser Beitrag untersucht vergleichend anhand des französischen Conseil Constitutionnel und des deutschen Bundesverfassungsgerichtes, ob politische Einstellungen von Verfassungsrichtern tatsächlich systematische Effekte auf ihr Entscheidungsverhalten haben. Damit rücken die Verfahrensregeln der Auswahl von Verfassungsrichtern in den Vordergrund und zwar so-

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wohl diejenigen, die die politische Auswahl steuern, als auch diejenigen, die die Qualifikationsanforderungen an die Richter regeln. Um die Hypothese zu testen, werden zuerst die Verfahrensregeln der Richterauswahl diskutiert. Danach wird unter deren Berücksichtigung für beide Fälle ein eindimensionales policy-basiertes Modell richterlichen Entscheidungsverhaltens entwickelt, welches auf für den US Supreme Court entwickelten Ansätzen, beruht. Dieses Modell wird im zweiten Schritt empirisch anhand der seit 1974 vor beiden Gerichten verhandelten abstrakten Normenkontrollen überprüft, wobei im deutschen Fall zusätzlich die Bund-Länder-Streite wegen ihrer zu den abstrakten Normenkontrollen äquivalenten Funktion ausgewertet werden. Dieses Verfahren hat den entscheidenden Vorteil, dass es gut erfassbar ist; zugleich stellt es die einzige Vergleichsgrundlage der beiden Gerichte dar. Im Ergebnis zeigt sich, dass die politischen Positionen der Richter einen signifikanten Einfluss auf das Entscheidungsverhalten haben. In Frankreich werden Gesetze seltener annulliert, wenn die Regierung und die Mehrheit im Conseil der gleichen politischen Partei angehören. Umgekehrt kann die Opposition den Conseil eher als Blockadeinstrument nutzen, wenn die Mehrheit im Conseil von der parlamentarischen Opposition nominiert wurde. Das Bundesverfassungsgericht bevorzugt dagegen wegen seiner konsensualen Besetzung in Verbindung mit der gerichtlichen Entscheidungsregel grundsätzlich die Regierung und ist somit eher Status Quo orientiert. Allerdings zeigte sich in den wenigen Phasen, in denen Regierung oder Opposition die Mehrheit im Gericht stellen, dass dann ebenfalls die Entscheidung überwiegend zu Gunsten des jeweiligen Akteurs fiel, der die Mehrheit der Richter nominierte. Zudem – und das bestätigt hier die policy-Hypothese auf der Mikro-Ebene – wurden Richter, die eine abweichende Meinung äußern, in der Regel von der unterlegenen Partei nominiert. 2.

Wie funktioniert Reflexion? – theoretische Annahmen

2.1 Verfassungsrichter als der Arm Justitias – die juristische Perspektive Wird Justitia mit verbundenen Augen und austarierter Waagschale dargestellt, so wägt sie das Für und Wider der Positionen der Prozessparteien ab und fällt das Urteil nach Recht und Gesetz und ohne Rücksicht auf Rang und Ansehen der Person. Justitia und damit die Richter sind frei und nur dem Gesetz unterworfen. Sie wenden das Gesetz an und legen es aus. Ihr Handeln ist somit rechtlich determiniert. Ein Verfassungsgericht hat in eigener Bindung an die verfas-

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sungsgemäße Ordnung die Bindung der anderen Akteure sicherzustellen (Ebsen 1985: 17). Das Kernproblem ist, dass das Verfassungsrecht in höchstem Maße auslegungsfähig und auslegungsbedürftig ist (Ossenbühl 1998: 89) und interpretiert werden muss. Zum Teil müssen kollidierende Grundrechte gegeneinander abgewogen werden. Am Beispiel der Abtreibungsproblematik wird dies deutlich: Was wiegt schwerer? Die Menschenwürde des ungeborenen Lebens des Kindes und sein Recht auf Leben oder die Menschenwürde der Mutter und ihr Persönlichkeitsrecht, im Falle von Komplikationen gar noch ihr eigenes Recht auf Leben? Und wo beginnt die Würde des Ungeborenen eigentlich? Bei der Zeugung oder nach drei Monaten? (vergleiche Starck 1994: 85-90) Diese Auslegung und Abwägung geschieht allein durch das Verfassungsgericht und somit, um es mit den Worten von Chief Justice Charles Evans Hughes zu sagen: “We are under a constitution; but the constitution is what the judges say it is”. Doch nach welchen Kriterien entscheiden Richter, wenn der Text der Verfassung nicht eindeutig ist? Das legale Modell richterlicher Entscheidungsfindung geht davon aus, dass dies alleine mit juristischen Erkenntnisregeln gepaart mit Relevanz- und Diskursregeln geschieht. So kann der Text der Verfassung nach dem Wortsinn, historisch nach den gesetzgeberischen Vorstellungen oder nach dogmatischen Rechtssystemen ausgelegt werden (Ebsen 1985: 39, Segal und Spaeth: 2002: 48ff). Die persönlichen Meinungen der Verfassungsrichter spielen dabei keine Rolle. So schreibt der Staatsrechtler Fritz Ossenbühl (1998: 85): „Verfassungsrechtsprechung ist Streitentscheidung mit den Mitteln und nach den Methoden des Rechtes, nicht politische Dezision.“ Konsequenterweise ist bei der Richterauswahl deshalb auf höchste Qualifikation zu achten. In der Tat schreiben zwischenzeitlich die Verfassungsgerichtsgesetze der meisten Länder präzise vor, welche berufliche Qualifikation und Laufbahn ein Verfassungsrichter haben muss. Praktisch immer muss es sich um Juristen mit der Qualifikation zum Richteramt handeln, oftmals muss das Richteramt auch an einem obersten nationalen Gericht ausgeübt werden (Weber 1986:53f). In Ungarn werden beispielsweise noch Quoten für Praktiker, also Richter und Anwälte, und Theoretiker, sprich Hochschulprofessoren, festgelegt. Politisch motivierte Auswahlverfahren führen letztlich nur zu einer Unterbewertung der fachlichen Qualifikation – die „besten“ Kandidaten kommen also nicht zum Zuge (Trautwein 1993: 19, 25; auch Schlaich und Korioth 2001:33f.). Das ist der Kern des legalen Modells richterlicher Entscheidungsfindung: allein juristische Methoden und rechtliche Erwägungen sind für die Urteilsfindung von Belang, politische Erwägungen dürfen normativ gesehen keine Rolle spielen und sollten sich analytisch deshalb auch nicht finden lassen. Ein Verfas-

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sungsgericht ist dann also in der Tat eine Justitia mit verbundenen Augen und einer wohl austarierten Waagschale. 2.2 Der Verfassungsrichter als homo politicus – die politikwissenschaftliche Sichtweise Dem gegenüber steht die Vorstellung, dass Verfassungsrichter keine unparteiischen Götter1, sondern rational handelnde Individuen sind. So antwortet Richard Posner in seinem grundlegenden Artikel What do judges and justices maximize? auf diese Frage bereits im Untertitel konsequenterweise: The same thing everybody else does (Posner 1993: 1). Ebenfalls dieser Position folgend verweisen Segal und Spaeth (2002: 26-7) die Vorstellung, dass rechtliche Kriterien bei der Urteilsfindung eine Rolle spielen in das Reich der Mythologie. Gerade weil Richter über zentrale Fragen des Lebens, manchmal auch über das Leben selbst, entscheiden, muss ihre Position durch Habitus, Gestus und Ornamentik legitimiert werden. Richter tragen ebenso wie Pfarrer schwarze Roben und dieser Effekt wird durch die roten Roben vieler Verfassungsgerichte deutlich verstärkt, weil sie sich damit nochmals von gewöhnlichen Richtern an Amts- und Landgerichten unterscheiden. Und weil ein Sterblicher eigentlich nicht das Recht hat, über Leben und Tod zu entscheiden, ergeht das Urteil auch im Namen des Volkes und nicht in dem des Gerichtes.2 Doch welche Handlungsmotive haben Richter nun? Die Aussage, dass sie nutzenmaximierend handeln, sagt ja noch nichts über die Motive selbst aus. Werden Politikern in der Regel drei Motive unterstellt, nämlich vote, office und policy, fallen die ersten beiden bei Verfassungsrichtern normalerweise aus. Von seltenen Ausnahmen und Zufällen einmal abgesehen haben Verfassungsrichter den Höhepunkt ihrer Karriere mit diesem Amt erreicht.3 Auch eine Wiederwahl ist außer in Ungarn, Tschechien und Slowenien in allen europäischen Verfassungsgerichten ausgeschlossen.4 Doch spielt das policy-Motiv eine Rolle? Her1 2

3 4

Das Bild ist insofern schon mythologisch schief, da in der Ilias und der Odyssee die Götter eben nicht unparteiisch sind. Auch der Kölner Staatsrechtler Otto Depenheuer vergleicht das Letztentscheidungsrecht des Bundesverfassungsgerichtes mit der Unfehlbarkeitslehre des Papsttums in Glaubensfragen (Depenheuer 1997: 485). Beim Karrieremotiv gibt es seltene Ausnahmen. So wurde der ehemalige Präsident des Bundesverfassungsgerichtes Roman Herzog im Jahre 1994 zum Bundespräsidenten gewählt. Ebenfalls gab es die Möglichkeit zur Wiederwahl in Deutschland bis 1971 und Portugal bis 1998 (Hönnige 2003).

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man Pritchett hat bereits 1940 in seinem Werk The Roosevelt Court für den Supreme Court diese Frage bejaht, was er daran festmacht, dass es überhaupt zu abweichenden Meinungen im Gericht kommt. Und ein Großteil der attitudinalistischen und rational choice institutionalistischen Forschung zum US Supreme Court schließt sich diesem Standpunkt an (exemplarisch Rohde und Spaeth 1976, Spaeth 1979, Baum 1992, Ferejohn und Weingast 1992, Segal 1997, Epstein und Knight 1997, 1998, Segal und Spaeth 2002). Auch für europäische Verfassungsgerichte lässt sich die Relevanz der Konzeption eines Verfassungsrichters als „homo politicus“ nicht abstreiten. Der Verfassungsrechtler Ingwer Ebsen argumentiert in seiner Habilitation, dass bereits bei kursorischer Durchsicht klar werde, mit den juristischen Erkenntnisund Relevanzregeln allein sei eine Verfassung nicht auslegbar (Ebsen 1985: 49f.). Auch die Verfassungsrichter selbst sehen das so. Der konservative ehemalige Richter am Bundesverfassungsgericht Hans Hugo Klein (1998: 60) drückt dies folgendermaßen aus: Bei alledem gilt es auch zu berücksichtigen, daß von den Richtern eines Verfassungsgerichtes weder verlangt werden kann noch darf, dass sie sich mit ihrem Amtsantritt aller geistigen Erfahrungen und Prägungen entledigen, die ihnen zuvor zuteil geworden sind. ... Eine Ansammlung politischer Neutren – solche existieren in den als Richter in betracht kommenden Kreisen sowieso nur in der Phantasie naiver Idealisten: Neutralität ist schon ihrem Begriffe nach nichts weniger als unpolitisch – vermöchte die schiedsrichterlichen Aufgaben der Verfassungsgerichtsbarkeit nicht zu erfüllen.5

Diese Position vertritt auch der von der SPD nominierte Richter Ernst Gottfried Mahrenholz (1998:23): Richter haben politische Auffassungen, Wertvorstellungen und sie fließen in Urteile ein, aber – gewiss nicht immer ausreichend – gebändigt durch Normen, durch Beratung, durch die Wissenschaft und durch präzedente Rechtsprechung.

Diese Positionen stellen keine Einzelmeinungen dar, wie Interviews mit den Richtern am Bundesverfassungsgericht im Jahr 1983 belegen (Landfried 1996: 43). Von 16 Richtern waren elf der Ansicht, dass persönliche Wertvorstellungen eine Rolle spielen und immer noch neun, dass auch politische Wertvorstellungen Einfluss auf das Entscheidungsverhalten haben. Nur zwei bzw. drei Richter nahmen Gegenpositionen ein, der Rest enthielt sich. 5

Damit erscheint die These des Thomas-Beckett-Effekts, wie sie François Bastien für die Richter des Conseil angenommen hat, nicht nachvollziehbar (Vogel 2001: 144).

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Hinter diesen Zitaten verbirgt sich letzten Endes ein extralegales Modell richterlicher Entscheidungsfindung, nämlich eine rational choice institutionalistische Vorstellungswelt, in der Verfassungsrichter als policy-seeker modelliert werden, deren Handlungsfreiraum aber durch die unterschiedlichen institutionellen Regeln, die Verfassungsgerichte und politische Systeme konstituieren, beschränkt wird. So kann an dieser Stelle festgehalten werden, dass es unterschiedliche Konzeptionen von Verfassungsgerichten gibt. Traditionell werden sie als unpolitische Akteure konzipiert. Von Rational Choice Institutionalisten und Attitudinalisten werden sie als politische Institutionen begriffen. Dieser Streit ist so alt wie die bewusste Konzeption von Verfassungsgerichten als Hüter der Verfassung selbst. Bereits Hans Kelsen wirft Carl Schmitt vor, dass er „… von der irrigen Voraussetzung aus[geht], daß zwischen der Funktion der Justiz und ‚politischen’ Funktionen ein Wesensgegensatz bestehe“ (Kelsen 1931:14). Doch ist die These des Verfassungsrichters als policy-seeker auch empirisch für europäische Gerichte haltbar? Dazu werden zuerst im nächsten Kapitel die institutionellen Regeln betrachtet, welche die Zusammensetzung des Bundesverfassungsgerichtes und des Conseil steuern, die theoretischen Erwartungen aus diesen Regeln abgeleitet und diese dann empirisch überprüft. 3.

Wie ist die Beschichtung des Spiegels? – die Zusammensetzung des Gerichtes

3.1 Die Fallauswahl: Frankreich und Deutschland Die beiden Fälle Deutschland und Frankreich wurden nach dem most different systems Prinzip ausgewählt. Ziel dieses von Przeworski und Teune (1970: 34-9) entwickelten Konzeptes ist es, Variablen zu kontrollieren, die neben dem hypothetischen angenommenen Kausalmechanismus zusätzlich auf die abhängige Variable wirken können. Die externe Varianz soll also reduziert werden (Peters 1998: 30). Oftmals und irrigerweise wird dieses Konzept mit der von John Stuart Mill entwickelten method of agreement gleichgesetzt. Dessen relativ deterministisches und für die Naturwissenschaften entwickeltes Argument ist, dass eine erklärende Variable, die in zwei Vergleichsfällen identisch ausgeprägt ist, eine ebenso identisch ausgeprägte abhängige Variable erklärt, wenn alle anderen möglichen erklärenden Variablen der beiden Fälle unterschiedlich sind (Peters 1998: 29). In der komplexen Welt der Politikwissenschaft ist das eine selten

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vorkommende Situation. Przeworski und Teune (1970) hingegen vergleichen nicht mehr einzelne Variablen auf Makroebene wie Mills, sondern kausale Beziehungen innerhalb verschiedener politischer Systeme. Zuerst werden diese auf Mikroebene getestet, bevor Aussagen über die Makroebene gemacht werden. Lassen sich die kausalen Mechanismen und die daraus abgeleiteten Hypothesen in möglichst unterschiedlichen Systemen auf Mikroebene nachweisen, sind sie verallgemeinerbar und robust (Tiemann 2003). Diese Überlegungen treffen auch auf diesen Artikel und seine Kernhypothese zu: Sind Verfassungsrichter tatsächlich policy-seeker, dann sollte das in den beiden recht verschiedenen Ländern Frankreich und Deutschland der Fall sein. Diese unterscheiden sich ja grundsätzlich sowohl hinsichtlich ihres politischen Systems als auch in der Konstruktion des Gerichtes. Allerdings sollten sich die unterschiedlichen Auswahlregeln für die Verfassungsrichter natürlich auch andersartig im Entscheidungsverhalten niederschlagen. Das rechnerische Endergebnis braucht in beiden Ländern nicht dasselbe sein. Die kausale Logik der Interaktion des Handlungsmotivs policy mit der Auswahlregel muss hingegen in beiden Ländern funktionieren. 3.2 Politiker als Richter: das französische Paradox Das französische Conseil constitutionnel setzt sich nach Art. 58 der Verfassung aus neun Richtern zusammen, die auf neun Jahre gewählt werden.6 Diese membres nommés werden zu je einem Drittel vom Präsidenten der Republik Frankreich, dem Präsidenten der Nationalversammlung und dem Präsidenten des Senates ernannt. Diese Ernennung – keinesfalls eine Wahl – geschieht nach freiem Ermessen. Der Präsident des Conseil wird dabei vom Präsidenten der Republik ernannt. Die drei Präsidenten sind nicht gehalten, ihre Kammern bzw. den Ministerpräsidenten zu konsultieren. Über diese Entscheidung werden die Kammern noch nicht einmal vorab informiert – sie werden erst durch die öffentliche Bekanntgabe in Kenntnis gesetzt (Favoreu 1988: 81ff, Mels 2003: 104). Eine Wiederwahl ist ausgeschlossen. Die Richter werden alle drei Jahre zu einem Drittel ausgetauscht. Formale Ernennungsvoraussetzungen gibt es für die Richter nur wenige. Sie müssen französischer Nationalität sein und über ein makelloses polizeiliches 6

Weitere Bestimmungen, die das Rechtsverhältnis der Verfassungsrichter vorgeben, finden sich in der Rechtsverordnung 58-1067 vom 7. Januar 1958 und einem Dekret vom 13. November 1958.

186

Führungszeugnis verfügen. Ein besondere berufliche Qualifikation – beispielsweise ein juristisches Studium, die Befähigung zum Richteramt, eine jahrzehntelange Hochschulkarriere oder berufliche Erfahrung durch ein hohes Mindestalter – sind nicht vorgesehen. Neben den membres nommés gibt es noch die so genannten membres de droit. Nach Artikel 58.2 der Verfassung von 1958 sind alle ehemaligen Präsidenten der Republik Mitglieder auf Lebenszeit. Praktisch spielte diese Reglung aber bisher keine Rolle, da De Gaulle zu einer „Weiterbeschäftigung“ nicht bereit war und wohl bereits die Einladung als unverzeihlichen Affront verstanden hätte, Pompidou im Amt starb, Giscard d’Estaing wieder Parlamentsmitglied wurde und auch Mitterand kein Interesse zeigte und bald darauf starb (Vogel 2001: 134f.).7 Diese auf den ersten Blick wenig demokratisch erscheinenden Regelungen, die auch von den Wahlverfahren der anderen Verfassungsgerichte in Europa stark abweichen, sind nur historisch zu erklären, indem man sich die ursprüngliche Rolle des Conseil Constitutionnel vergegenwärtigt. Dieses war als ein Instrument des rationalisierten Parlamentarismus konzipiert (Vogel 2001: 126). Am deutlichsten wird dies an der Überprüfungspflicht der Geschäftsordnungen von Nationalversammlung und Senat durch den Verfassungsrat und an dem Recht festzustellen, ob das Parlament sich bei der Gesetzgebung zu viele Kompetenzen anmaßte. Tatsächlich sind die meisten französischen Verfassungsrichter von ihrer Herkunft Politiker. 75 Prozent aller bisherigen Verfassungsräte bekleideten vor ihrer Ernennung ein Abgeordnetenmandat, ein Ministeramt oder gehörten zum inneren Führungsstab der Regierung (Vogel 2001: 144f.). Dennoch sind die französischen Verfassungsrichter nicht völlig ohne fachliche Qualifikation. So sind die meisten Verfassungsrichter von ihrer Ausbildung her Juristen oder Politikwissenschaftler. Sie arbeiteten als hohe Beamte, Rechtsanwälte oder Professoren außerhalb ihrer politischen Karrieren (Favoreu 1988: 87). Dennoch kann als Fazit festgehalten werden, dass die Mitglieder des Conseil paradoxerweise in erster Linie Politiker sind, die aufgrund ihrer politischen Einstellungen und ihrer Freundschaft zu den drei Präsidenten ausgewählt wurden, damit sie auch über die Amtszeit der jeweils Ernennenden deren politischen Positionen vertreten.

7

In der Tat änderte Giscard d’Estaing seine Haltung dazu nach seiner Niederlage bei den Regionalwahlen im Frühjahr 2004 und dem Ende des Konvents als Ersatzbeschäftigung (Fay und Van Eeckhart 2004; Blachèr 2004).

187

3.3 Richter als Richter: konsensuale Wahl in Deutschland Das Verfahren zur Bestimmung der Verfassungsrichter in Deutschland unterscheidet sich grundsätzlich von dem französischen Verfahren. Zum Ersten ist es kein Nominierungs-, sondern ein Wahlverfahren. Zweitens findet die föderale Struktur Deutschlands durch ein Proporzprinzip Berücksichtigung. Drittens wird durch die Abstimmungsregel die Mitwirkung der relevanten politischen Akteure im Konsensprinzip erzwungen. In Deutschland wird nach Artikel 94 II des Grundgesetzes die eine Hälfte der 16 Verfassungsrichter durch den Bundestag und die andere Hälfte durch den Bundesrat auf zwölf Jahre gewählt. Dabei werden beide Senate jeweils zur Hälfte durch die beiden Institutionen besetzt, wie § 5 des Bundesverfassungsgerichtsgesetzes (BVerfGG) konkretisiert. Präsident und Vizepräsident werden dabei im Wechsel von Bundestag und Bundesrat bestimmt. Damit ist eine „föderative Parität“ (Ley 1991: 427) im Bundesstaat gewährleistet. Die Richterauswahl wird somit zur einen Hälfte von der Legislative, zur anderen von der Exekutive der Länder durchgeführt. Allerdings unterscheidet sich das Verfahren in beiden Kammern deutlich. In der Länderkammer stimmt nach § 7 BVerfGG das Plenum mit einer Mehrheit von zwei Dritteln ab. Die Wahl ist dabei mangels besonderer Vorschriften öffentlich (Ley 1991: 436). Im Bundestag entscheidet ein zwölfköpfiger Wahlausschuss mit einer Zweidrittel-Mehrheit über die Verfassungsrichter. Ganz im Gegensatz zum Bundesrat sind die Mitglieder grundsätzlich zu Verschwiegenheit verpflichtet, weshalb auch das Abstimmungsergebnis nicht bekannt gegeben wird, noch nicht einmal als Drucksache des Bundestages (Ley 1991: 435-6, von Steinsdorff 2002: 12). Bei der in Deutschland vorherrschenden Parteienstruktur bedeutet die erforderliche Zweidrittel-Mehrheit, dass die minimumwinning Koalition zur Erreichung dieses Mehrheitserfordernisses aus CDU/CSU und SPD besteht. Am deutlichsten spiegelt sich dieser Konsenszwang im tatsächlichen Nominierungsprozess wider: Im Bundestag übernimmt eine Findungskommission aus Partei- und Fraktionsvorsitzenden die Vorauswahl der tragfähigen Kandidaten. Im Bundesrat geschieht dies durch die Landesjustizminister. Für die Nominierung der Kandidaten besteht eine dauerhafte Parteiabsprache, nach der das Vorschlagsrecht jeweils SPD und CDU/CSU im Wechsel zusteht – jede Partei bestimmt also vier der acht Richter im Senat.8 Von diesen vier Kandidaten sind drei Parteimitglieder und einer parteinah. Außerdem tritt die jeweilige Regie8

Dieses Verfahren spricht für Manfred Schmidts (1996) These vom Grand Coalition State.

188

rungspartei einen ihrer Kandidaten an den entsprechenden Koalitionspartner ab (von Steinsdorff 2002: 13). Formale Qualifikationskriterien sind die Erreichung des 40. Lebensjahres und die Befähigung zum Richteramt. Jeweils drei Mitglieder jedes Senates müssen aus dem Kreis der Richter an einem der obersten Bundesgerichte kommen (§§ 2 und 3 BVerfGG). Ziel dieser Regelung ist es, dass in jedem Senat ein Teil der Richter über praktische höchstrichterliche Erfahrung verfügt (Benda 1986: 127). Tatsächlich sind die meisten deutschen Verfassungsrichter entweder oberste Bundesrichter oder Hochschullehrer mit einer außergewöhnlichen Reputation. Reine Parteipolitiker finden sich nicht, wenn auch einige Richter – und insbesondere die Präsidenten Benda, Herzog und Limbach – exekutive Positionen auf Landesebene inne hatten und die Mehrheit Mitglied einer politischen Partei ist. Ein explizites Beispiel für die Ablehnung von stark ideologisch geprägten Kandidaten bei der Richterselektion stellt der Fall von Hertha Däubler-Gmelin (SPD) dar, deren Ernennung zur Verfassungsrichterin 1993 von der CDU verhindert wurde, obwohl der SPD das Vorschlagsrecht zustand (Prantl 2001, Wesel 2004: 209). Als Fazit kann mit Silvia von Steinsdorff festgehalten werden, dass in beiden Ländern „… der politische Standort das entscheidende Auswahlkriterium darstellt. Alle an der Rekrutierung direkt oder indirekt Beteiligten versuchen, künftige Entscheidungen des Gerichtes in ihrem Sinne zu beeinflussen und dadurch eine bestimmte ethisch-politische Werthaltung der Richtermehrheit sicherzustellen“ (2002:14). An diesem Resümee schließen sich automatisch zwei Fragen an. Erstens, welche politische Position werden die Gerichte beider Länder aufgrund der Besetzungsregeln einnehmen? Zweitens, ist das Bemühen der Personalauswahl tatsächlich von Erfolg gekrönt? Fällen die Richter ihre Entscheidungen also nach ihren eigenen politischen Einstellungen? Und drittens: sind der konsensuale Wahlprozess in Deutschland und die hohe Qualifikationsanforderungen eher in der Lage, die politischen Werteinstellungen der Verfassungsrichter zu unterdrücken oder zu überdecken als der französische Ernennungsprozess? Ist somit also die Politisierung des deutschen Gerichtes niedriger als die des französischen?

189

4.

Wohin wird das Licht reflektiert? – logische Folgerungen

4.1 Das theoretische Modell Noch vor fünf Jahren hätte dieser Artikel mit einem Satz wie dem Folgenden beginnen können: Perhaps the most neglected subfield within comparative politics is law and courts. Despite impressive progress in understanding many aspects of crossnational politics, comparativists know precious little about the judicial and legal systems in countries outside the United States (Gibson et al. 1998: 343).

Diese Aussage lässt sich so nicht mehr halten. Seit Ende der 1990er Jahre gibt es einen kleinen Boom an Forschung insbesondere über Verfassungsgerichte und ihre Interaktion mit den übrigen Institutionen der jeweiligen politischen Systeme. Traditionelle Modelle begreifen Verfassungsgerichte dabei eher statisch als nicht-strategisch handelnde Akteure, die als Waffe der Opposition (Stüwe 1997) oder Vetospieler (Volcansek 2001) agieren. Inspiriert von für den Supreme Court entwickelten attitudinalistischen (Rohde und Spaeth 1976, Segal und Spaeth 1993, 2002) oder rational choice institutionalistischen Modellen (Epstein und Knight 1997, 1998) führten jedoch ein ganze Reihe von Autoren strategisch handelnde Akteure ein, die je nach Situation offensiv agieren oder sich defensiv verhalten. Der Klassiker ist dabei The Birth of Judicial Politics in France von Alec Stone (1992), der in einem narrativen Modell annimmt, dass die Regierung aufgrund der Machtfülle des Conseil sich bei der Gesetzgebung inhaltlich selbst beschränkt, damit ein Gesetz, wenn von der Opposition eine abstrakte Normenkontrolle angestrengt wird, nicht vom Verfassungsgericht annulliert wird (auch 1998, 2000). Dem gegenüber entwerfen Autoren wie Georg Vanberg (1998a, 1998b, 2000, 2005a, 2005b) und Lee Epstein et al. (2001a) spieltheoretische und räumliche Modelle, die von der Annahme ausgehen, dass ein Verfassungsgericht sich ebenfalls selbst beschränkt, wenn es in der Öffentlichkeit eine schwierige Position hat oder institutionell schlecht gestellt ist. Pedro Magelhães (2003) argumentiert zusätzlich, dass auch die Opposition sich unter bestimmten Bedingungen selbst begrenzt, weil die abstrakte Normenkontrolle nicht kostenlos ist, wie von Stone angenommen. Alle diese Modelle, ob nun spieltheoretisch, räumlich oder narrativ haben letzen Endes eine Gemeinsamkeit: sie basieren explizit oder implizit auf der Annahme, dass das zentrale Handlungsmotiv von Verfassungsrichtern die

190

Durchsetzung der eigenen politischen Positionen ist. Diese Behauptung ist für den US Supreme Court, insbesondere durch die Forschung der Attitudinalisten, relativ systematisch belegt. Für kontinentaleuropäische Gerichte wird sie jedoch nur angenommen oder bestenfalls am Einzelfall illustriert (Magelhães 1998, 2003). Ein Grund für die relative Vernachlässigung dieses Zweigs der Forschung ist, dass in den Urteilen europäischer Verfassungsgerichte das Abstimmungsverhalten der einzelnen Richter nicht bekannt gegeben wird. Dieses Papier widmet sich eben dieser Lücke und fragt, ob die These von Verfassungsrichtern als policy-seeker haltbar ist. Wenn dem so ist, sollte sich die Zusammensetzung im Entscheidungsverhalten widerspiegeln. Welches Entscheidungsverhalten von Verfassungsgerichten in Bezug auf die abstrakte Normenkontrolle ist nun aufgrund der Zusammensetzungs- und Entscheidungsregeln zu erwarten? Das folgende eindimensionale räumliche Modell betrachtet die politischen Positionen von Verfassungsrichtern, Regierung und klagender Opposition. Das Modell geht davon aus, dass der Medianrichter darüber entscheidet, ob der Oppositionsklage stattgegeben oder sie zurückgewiesen wird. Dieser entscheidet sich dabei für jene Alternative, die ideologisch näher an seinem Idealpunkt liegt. Gibt es wie im deutschen Fall auf Grund der Richterzahl keinen Medianrichter, liegt der Fokus auf jenem Richter, der aufgrund der Mehrheitsregel sowie der ideologischen Verteilung der Richter im politischen Raum pivotal ist. Eine mögliche strategische Handlung des Gerichtes oder der anderen Akteure wird ausgeblendet.9 Damit werden eine ganze Reihe starker Annahmen getroffen, die jedoch gerechtfertigt werden müssen und können (vergleiche Ganghof und Manow 2005: 20). (1) Die politischen Werteinstellungen von Verfassungsrichtern sind wie bereits diskutiert sicher nicht ihr einziges Handlungsmotiv (Richards und Kritzer 2002, Posner 1993, Baum 1994, 1997). Es geht in diesem Beitrag gerade um den Nachweis dieses Motivs. Vom US Supreme Court wissen wir außerdem, dass es dort zumindest das plausibelste ist (Epstein und Knight 1998: 22-5). Wiederwahl und zukünftige Karriere spielen im Regelfall keine Rolle: Verfassungsrichter haben in beiden Ländern begrenzte Amtszeiten von zwölf bzw. neun Jahren und können nicht wieder gewählt werden. (2) Eine übliche, aber zugleich starke Annahme ist, dass Verfassungsrichter äquidistante Nutzenfunktionen haben und die jeweilige Alternative wählen, die 9

Grundsätzlich gibt es keinen Grund anzunehmen, dass Verfassungsgerichte nicht strategisch handeln, sich also selbst limitieren (siehe auch Hönnige 2003). Allerdings wird aus Gründen der Modellierung und Operationalisierung der policy-Hypothese hier auf diese Annahme verzichtet.

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näher an ihrer Idealposition liegt. In der Realität haben Verfassungsrichter eher ein Toleranzintervall, innerhalb dessen sie ein Gesetz als verfassungskonform erklären (Epstein et al. 2001a, Vanberg 1998b), welches jedoch schwierig zu definieren, ganz zu schweigen, zu messen ist. (3) Auch die Annahme, dass der entscheidende Richter allein der Medianrichter ist, kann aus zwei Gründen in Frage gestellt werden: Erstens entwirft in beiden Gerichten ein Berichterstatter das Urteil. Dieser hat natürlich Möglichkeiten zur Agendasetzung, die hier nicht explizit berücksichtigt werden. Allerdings kann er diesen Agendasetzervorteil nur nutzen, wenn er auch den Medianrichter besser stellt – sonst gewinnt er im Gericht keine Mehrheit und sein Vorschlag wird abgeändert. Deshalb ist die Konzentration auf den Medianrichter für einen ersten Test möglich. Zweitens spielt die Größe der Mehrheit eine Rolle. Betrachtet man das Verhalten der Richter nicht deterministisch, sondern probabilistisch (Morton 1999: 172, Green und Shapiro 1994: 41-2), dann sinkt das Risiko, dass die Position des Medianrichters von der Opposition falsch eingeschätzt wird, mit der Größe der Mehrheit. Die Gewinnwahrscheinlichkeit der Opposition sollte also mit der Anzahl der von ihr ausgewählten Richter steigen. Um diesem Einwand Rechung zu tragen, wird im empirischen Teil auch der Effekt der Mehrheitsgröße getestet. (4) Da beide Gerichte als sehr einflussreich gelten (vergleiche Alivizatos 1995, Lijphart 1999), erscheint die Annahme, dass sich die Verfassungsrichter selbst beschränken müssen, an sehr spezielle Bedingungen gebunden zu sein, wie sie beispielsweise Vanberg (2005a, 2000b) identifiziert hat. (5) Der Conseil und das Bundesverfassungsgericht verfügen über ein breites Arsenal an Entscheidungsmöglichkeiten. Sie können ein Gesetz vollständig oder teilweise aufheben, im Fall des Bundesverfassungsgerichtes zusätzlich als nur unvereinbar mit der Verfassung erklären. Allerdings lassen sich diese Urteile durchaus in Niederlage oder Sieg für die klagende Opposition kategorisieren: diese gewinnt immer, wenn sie vor Gericht einen Erfolg oder Teilerfolg erringt. Beides war ihr im Gesetzgebungsprozess zuvor nämlich nicht vergönnt. Abbildung 1 bildet die Situation in Deutschland ab. Acht Richter j1 bis j8 eines Senates entscheiden mit einfacher Mehrheit. Sie können entweder den Oppositionsantrag O zurückweisen und das Regierungsgesetz G als neuen Status Quo akzeptieren oder G annullieren zum alten Status Quo O zurückkehren. Ein Regierungsgesetz G wird für verfassungskonform erklärt, wenn sich eine 5:3 Mehrheit dafür ausspricht. Es wird beanstandet, wenn sich eine Mehrheit 3:5 gegen das Gesetz ausspricht. Im Gegensatz zum französischen Fall hat der Vorsitzende des jeweiligen Senates, also der Präsident oder der Vizepräsident des

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Gerichtes, bei Stimmengleichheit kein Stichvotum. Ist das Abstimmungsergebnis 4:4, wird der Oppositionsantrag zurückgewiesen. Das bedeutet, dass der für den Erfolg der Opposition entscheidende Richter im deutschen Fall Richter j4 ist. Nur wenn er sich gegen das Gesetz G entscheidet, fällt es. Berücksichtigt man die „Goldene Regel“ der Gerichtszusammensetzung in Deutschland, bedeutet dies, dass die Chancen der Opposition auf Erfolg sehr gering sind. Die Standardeinstellung im Bundesverfassungsgericht ist die Ablehnung des Oppositionsantrages, da traditionell die Regierung Richter j4 nominiert hat. Ein Regierungswechsel von links nach rechts macht hier keinen Unterschied. Der entscheidende Richter ist dann j5 und dieser ist dann von der Regierung nominiert und wird den Oppositionsantrag zurückweisen. Abbildung 1:

Medianrichter j4 in Deutschland: kongruentes Gericht

L

R G j1 j2 j3 j4

j5 j6 j7 j8

O

Die Hypothese H1 für den deutschen Fall ist, dass das Bundesverfassungsgericht bei paritätischer Besetzung der Richterbank durch Regierung und Opposition die Anträge der Opposition immer ablehnen wird. Abbildung 2:

Medianrichter j5 in Frankreich: inkongruentes Gericht

L

R G j1 j2 j3 j4 j5 j6

j7 j8 j9 O

In Frankreich entscheiden neun Richter mit einfacher Mehrheit über die oppositionelle Klage. Damit ist der Medianrichter immer j5 und die Regierung benötig lediglich eine einfach Mehrheit im Gericht, um die Verfassungskonformität ihrer Gesetze sicherzustellen. Der Auswahlprozess ermöglicht auch extreme Mehrheiten im Gericht. Basierend auf der Ernennung durch die drei Präsidenten, die Amtszeit der Richter von 9 Jahren und den Regierungswechseln kann das Gericht vollständig konservativ, vollständig sozialistisch oder mit jeder gemischten Mehrheit besetzt sein. Der Medianrichter, der über den Erfolg der Opposition entscheidet, kann also abhängig von der jeweiligen Mehrheit entweder von der Regierung oder der Opposition ernannt worden sein. Ist der Medianrichter j5 von der Opposition ernannt, ist das Gericht inkongruent und

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die Opposition gewinnt den Fall. Diese Situation ist in Abbildung 2 abgebildet. Wurde Richter j5 von der Regierung ernannt, ist das Gericht kongruent und die Regierung gewinnt (Abbildung 3). Abbildung 3:

Medianrichter j5 in Frankreich: kongruentes Gericht

L

R G j1 j2 j3 j4 j5 j6

j7 j8 j9 O

Diese Effekte können durchaus dramatisch sein, wenn eine Partei lange Zeit an der Macht war und die große Mehrheit der Richter ernannt hat wie Abbildung 3 zeigt. Eine neue Regierung mit einer Reformagenda ist dann mit einem durch und durch feindlich eingestellten Gericht konfrontiert. Dies sollte die Erfolgsquote der Opposition drastisch erhöhen. Die Hypothese H2 für Frankreich ist, dass der Medianrichter zwischen Regierung und Opposition wechseln wird. Ist das Gericht kongruent, verliert die Opposition, ist das Gericht inkongruent, gewinnt sie. Das Argument dieses Artikels ist es, dass Verfassungsrichter ebenso wie Bürger und Politiker eine politische Meinung haben, die in ihr Urteil einfließt, weil viele verfassungsrechtliche Fragestellungen reine Auslegung und Abwägung sind. Ihre inhaltliche Position wird also wesentlich durch ihr persönliches Wertesystem definiert. In welcher Form sich diese politischen Einstellungen in Urteilen niederschlagen, hängt von den institutionellen Regeln ab, die dem Handeln der Verfassungsrichter einen Rahmen geben. 5.

Welches Licht fällt auf den Spiegel? – Untersuchungszeitraum und Datenbasis

5.1 Untersuchungszeitraum: 1974-2002 Der Untersuchungszeitraum schließt die Urteile beider Verfassungsgerichte im Zeitraum von 1974 bis 2002 ein, welche aus den Entscheidungssammlungen der Gerichte als Primärquelle erhoben wurden. Der Zeitraum wurde aus mehreren theoretischen Gründen gewählt. Erstens bekam der Conseil constitutionnel – obwohl bereits 1959 etabliert – erst mit den Reformen der Jahre 1971 und 1974 die Qualität eines Verfassungs-

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gerichtes. Mit der Entscheidung Nr. 71-44 DC10 vom 16. Juli 1971 bezog der Conseil in die bis dahin auf die Artikel I bis XIV der Verfassung beschränkte Prüfungsgrundlage mit dem simplen Worten „… et notamment son préambule“ die Präambel der Verfassung und den darin enthaltenen bloc de constitutionalité mit ein. Diese Revolution aus vier Worten (Stone 1992: 68) erweiterte den Handlungsspielraum um die Bereiche Grund- und Menschenrechte der Erklärung von 1789, die fundamentalen Verfassungsprinzipen sowie die politischen, wirtschaftlichen und sozialen Grundsätze aus der Präambel der Verfassung von 1946 und verdoppelte dadurch praktisch die Länge des Prüfungsmaßstabes. Mit dieser Expansion wurde es dem Conseil möglich, jedes verfassungsergänzende Gesetz und jedes einfache Gesetz auf seine Konformität mit diesen Grundsätzen zu überprüfen (Vogel 2001: 151). Die zweite essentielle Reform war die Reform der Verfassung vom 29. Oktober 1974. War es bisher dem Staatspräsidenten, dem Ministerpräsidenten und den Präsidenten der beiden Parlamentskammern vorbehalten, eine abstrakte Normenkontrolle nach Artikel 62.2 der Verfassung anzustrengen, wurde dieses Recht auf jeweils 60 Senatoren oder Abgeordnete der Nationalversammlung erweitert (Vogel 2001: 157). Auf diese Weise wurde der Opposition die bis dato verwehrte Möglichkeit der Antragsbefugnis gewährt. Damit hatte sich der Conseil von seiner Rolle als „gegen das Parlament gerichtete Kanone“ (Stone 1992: 60) emanzipiert und war zu einem möglichen „verlängerten Arm der Opposition“ geworden. Der zweite Grund ist, dass die Untersuchung mehrere Legislaturperioden und – noch wichtiger – Regierungswechsel umfassen muss. Durch diese Vorgehensweise werden mögliche Konflikte der Gerichte mit bestimmten Regierungen kontrolliert. Dies ist in Deutschland mit der Wende von 1982 und dem Antritt der rot-grünen Regierung 1998 gewährleistet. Die Daten berücksichtigen für Deutschland also 12 Jahre sozialdemokratischer und 16 Jahre christdemokratischer Kanzlerschaft. In Frankreich kommt es in diesem Zeitraum zu zwei Präsidentenwechseln, nämlich 1981 von Giscard d’Estaing zu Francois Mitterand und 1995 von Mitterand zu Jacques Chirac sowie zu sieben verschiedenen Regierungen, von denen eine eine Minderheitsregierung ist und drei Kohabitationsregierungen sind. Damit ist in beiden Ländern der Untersuchungszeitraum lang genug, um diese externe Varianz (Peters 1998) zu kontrollieren. Der dritte Grund für die Wahl des Untersuchungszeitraums betrifft die Amtszeit der Verfassungsrichter in Deutschland und Frankreich. Um auch hier 10 Die Grande décision n° 19 – „Liberté d'association“ kann getrost als das Marbury vs. Madison des Conseil bezeichnet werden. Hiermit nahm sich der Conseil einfach das Recht, einen legislativen Akt zu annullieren und schuf so seine Unabhängigkeit.

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das Verhalten individueller Verfassungsrichter als mögliche externe Varianz zu kontrollieren, muss das Gericht mindestens ein Mal komplett ausgetauscht werden. Lawrence Baum hat für den US-amerikanischen Supreme Court nachgewiesen, dass das kollektive Entscheidungsverhalten des Gerichtes sich nicht nur durch das Ausscheiden alter und das Dazukommen neuer Mitglieder ändert, sondern auch durch Verhaltensänderungen der alten Richter, die zum einen ihre Meinungen selbständig revidieren, zum anderen sich den neuen Richtern anpassen (Baum 1992). Dieser Austausch ist bei einer 12-jährigen Amtszeit in Deutschland und einer 9-jährigen Amtszeit in Frankreich innerhalb des mehr als 20-jährigen Untersuchungszeitraums gewährleistet. 5.2 Datenbasis: Klagen durch die parlamentarische Opposition Als tertium comparationis, also als gemeinsames Drittes, das als Vergleichsgrundlage dient, werden die von der Opposition eingereichten abstrakten Normenkontrollen sowie die Bund-Länder-Streitigkeiten des Untersuchungszeitraums herangezogen. Der französische Verfassungsrat kennt im Gegensatz zum Bundesverfassungsgericht weder konkrete Normenkontrollen, noch Verfassungsbeschwerden. Insofern bleibt die abstrakte Normenkontrolle der einzige Vergleichsmaßstab. Nebenbei hat dieses Verfahren den Vorteil, dass sich die ideologischen Positionen von Kläger, also der Opposition, und Beklagtem, sprich der Regierung, sehr gut ermitteln lassen. In Frankreich handelt es sich bei den abstrakten Normenkontrollen nach Artikel 62.2 der Verfassung um präventive abstrakte Normenkontrollen (Starke 1999: 11). Dies bedeutet, dass die Klage eingereicht werden muss, bevor das Gesetz durch die Unterschrift des Staatspräsidenten und die Veröffentlichung im „Journal officiel“ endgültig veröffentlicht wird und in Kraft tritt. Grund dafür ist das französische Souveränitätsverständnis, das in seiner Logik eine nachträgliche Annullierung eines durch den volonté général beschlossenen Gesetzes durch ein Gericht unmöglich erscheinen lässt. Wenn es zu einer Klage kommt, hat der Conseil maximal drei Monate Zeit, eine Entscheidung zu fällen, meist geschieht dies innerhalb weniger Wochen. Auch ist das Verfahren vor dem Conseil übersichtlich und transparent. So wird in der Regel ein Verfahren von einem Kläger gegen ein Gesetz angestrengt. Allerdings wird die Klage häufig von den Oppositionsparteien in der Nationalversammlung und im Senat gemeinsam eingereicht. Da der Conseil Constitutionnel auch keine Verfassungsbeschwerde oder konkrete Normenkontrolle kennt, werden keine Verfahren zusammengezogen. Insgesamt handelt es sich also um 280 Fälle, die in den Jahren 1974-2002 vor

196

dem Conseil verhandelt worden sind und somit untersucht werden. Die Daten wurden der offiziellen Homepage des Conseil entnommen, die alle verhandelten Verfahren seit der Gründung der Öffentlichkeit zugänglich macht. In Deutschland handelt es sich bei den abstrakten Normenkontrollen um eine repressive Kontrolle. Dies bedeutet, dass das Gesetz nach der Unterzeichnung durch den Bundespräsidenten und der Veröffentlichung im Bundesgesetzblatt bereits in Kraft getreten sein muss und erst dann eine Klage eingereicht werden kann.11 Eingereicht werden kann eine abstrakte Normenkontrolle durch die Bundesregierung, die Landesregierungen und ein Drittel der Mitglieder des Bundestages. Das bedeutet de facto, dass nur die beiden großen Parteien SPD und CDU in der Lage sind, abstrakte Normenkontrollen anzustrengen. FDP, Grüne und PDS können also bestenfalls Juniorpartner bei Klagen sein. Abstrakte Normenkontrollen können vor dem Bundesverfassungsgericht sowohl gegen Bundes- als auch gegen Landesgesetze angestrengt werden. Die Landesgesetze werden in dieser Untersuchung ausgegrenzt. Wegen ihrer äquivalenten Funktion (Stüwe 1997) werden in den Untersuchungen auch Bund-Länder-Streite berücksichtigt. Diese dienen zur Klärung von Rechten und Pflichten von Bund und Ländern insbesondere bei der Ausführung der Bundesgesetze durch die Länder (Benda 1986: 133). Damit ist genau die Materie betroffen, die im Bundesrat zustimmungspflichtig ist und wo immer wieder politische Konflikte aufkeimen. Die Bund-Länder-Streite können von den Landesregierungen und der Bundesregierung angestrengt werden. Die dritte „politische“ Verfahrensart sind die Organstreitigkeiten. Diese werden insofern abgegrenzt, als dass es sich um Kompetenzkonflikte zwischen den verschiedenen Verfassungsorganen handelt, die im Regelfall nicht gegen ein bestimmtes Gesetz gerichtet sind. Auch unterliegt die Logik der vor dem Verfassungsgericht verhandelten Verfahren nicht dem Regierungs- und Oppositionsschema. Oft handelt es sich um individuelle Abgeordnete, die sich durch das Präsidium des Bundestages in ihren Rechten beschnitten sehen oder kleinere, nicht im Bundestag vertretene Parteien, wie die ÖDP oder „Die Republikaner“. Zwar sind somit politische Parteien involviert, aber das Grundgesetz schließt explizit die jeweiligen Mehrheiten oder Minderheiten des Bundestages aus (Benda 1986: 130). Durch das häufige Zusammenziehen von thematisch ähnlichen Klagen in eine Verhandlung sind die vor dem Bundesverfassungsgericht verhandelten Verfahren insgesamt komplexer als die vor dem Conseil. Deshalb wird hier der Datensatz auf Basis der Anträge und nicht auf den Urteilen aufgebaut (vergleiche dazu im Gegensatz: Stüwe 1997: 287ff). Die Anträge 11 Präventive abstrakte Normenkontrollen sind nur bei internationalen Verträgen zulässig.

197

werden daraufhin kodiert, ob sie zurückgewiesen oder angenommen wurden. Insgesamt werden also 99 beim Verfassungsgericht eingereichte Anträge (in 53 Urteilen) ausgewertet. Die Daten wurden der Entscheidungssammlung des Bundesverfassungsgerichtes entnommen. 6.

Die Reflexion des Spiegels – eine Kombination aus Lichteinfall und Beschichtung

6.1 Die Zusammensetzung der Verfassungsgerichte im Vergleich Wie sieht nun die tatsächliche Zusammensetzung der beiden Gerichte im Zeitverlauf aus? Die nachstehenden Übersichten stellen die Zusammensetzung des französischen Conseil sowie des Zweiten Senates des Bundesverfassungsgerichtes, der für die meisten abstrakten Normenkontrollen zuständig ist, dar. Beide Übersichten zeigen die Anzahl der konservativen, liberalen sowie der sozialistischen bzw. sozialdemokratischen Verfassungsrichter pro Jahr im Untersuchungszeitraum. Sofern die Richter nicht selbst Parteimitglied waren, wurde ihnen die Position des ernennenden Präsidenten bzw. der nominierenden Partei zugewiesen. Wie man in Abbildung 4 deutlich erkennen kann, hat der Conseil in seiner Besetzung systematisch einen konservativen Überhang. Die sozialistische Partei schafft es trotz einer langen Regierungsphase nie, mehr als sechs von neun Verfassungsrichtern zu ernennen. Der Grund hierfür liegt in der Besetzungsregel. Während die Mehrheiten in der Nationalversammlung und die Parteizugehörigkeit des Staatspräsidenten zwischen den Blöcken variieren, gelang es den Sozialisten bisher nicht, die Mehrheit im Senat und damit auch den Senatspräsidenten zu stellen. Die maximale Variation der Besetzung reicht von einer 9:0 Mehrheit für die Konservativen zu einer 3:6 Mehrheit für die Sozialisten. Die durchschnittliche Mehrheit im Conseil in den Jahren 1974 bis 2002 ist 6:3 für die Konservativen. Das zeigt, dass die konservative Dominanz allein durch die vom Senatspräsidenten ernannten Richter entsteht, während das Ernennungssystem aufgrund der regelmäßigen Mehrheitswechsel nicht zu einer Über- oder Unterrepräsentierung von Regierung oder Opposition führt (siehe auch Favoreu 1988). Aufgrund der unterschiedlichen Wahlperioden im Präsidentenamt und der Nationalversammlung sowie bei den Verfassungsrichtern kommt es allerdings bei der Anpassung der Mehrheitsverhältnisse zu einer Zeitverschiebung von drei bis fünf Jahren. Damit ist der französische Conseil von der Veranlagung her durchaus gegenmajoritär.

198

Präsident der Republik

Präsident der Republik

Präsident des Senates Präsident der Nationalversammlung Präsident der Nationalversammlung Präsident der Nationalversammlung Präsident der Republik

Präsident des Senates

Präsident des Senates

Abbildung 4:

René Frey

Palewski

Goguel

Sainteny

Gros

Ségalat

Peretti

Monnerville

Monnet

Rey

Chatenet

Luchaire

CosteFlauret

Dubois

Vedel

Mayer

Marchilhacy

Joxe

Legatte

Badinter

MolletVieville

Faure

Robert

Dumas

Abadie

Mazeaud

199

Pelletier

D. de Lamothe

Joxe

Colliard

Ameller

Schnapper

Veil

Guena

Lancelot

Lenoir

Dailly

Rudloff

Cabannes

Latscha

Fabre

JozeauMarigne

Lecourt

Simonnet

71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03

Zusammensetzung des Conseil entlang politischer Linien. Dunkle Felder: von konservativen Parteien nominierte Richter. Weiße Felder: von den Sozialisten nominierte Richter

Die Zusammensetzung des Bundesverfassungsgerichtes überrascht. Die „Goldene Regel“ der paritätischen Besetzung durch Regierung und Opposition hätte einen durchgehenden Kräftegleichstand erwarten lassen. Dies trifft nur für den Ersten Senat nach 1975 zu, der hier nicht mehr abgebildet ist und den Zweiten Senat nach 1986. Es stimmt jedoch nicht für den Zweiten Senat in den Jahren 1975 bis 1986, der wegen der innergerichtlichen Aufgabenteilung über den größten Teil der staatsrechtlich relevanten Fälle verhandelt und den Ersten Senat in den Jahren 1974/75. Weder die Literaturverweise auf die „Goldene Regel“, noch die Analyse der Besetzungsregel ließen dieses Ergebnis erwarten. Abbildung 5 zeigt, dass die konservativen Parteien eine 5:3 Mehrheit haben und, sollte die noch zu untersuchende Hypothese zutreffen, bis 1982 in der Lage gewesen wären, Gesetze der sozialliberalen Koalition erfolgreich mit einer abstrakten Normenkotrolle zu blockieren. Das Gericht ist in dieser Phase also inkongruent. Nach der „Wende“ von 1982 behalten CDU/CSU ihre Mehrheit bis 1986. Erst danach greift die „Goldene Regel“ der paritätischen Besetzung und das Gericht ist durchgehend kongruent, sowohl mit der CDU/CSU/FDP Koalition bis 1998, als auch mit der rot-grünen Koalition nach 1998. Den kleineren Koalitionspartnern FDP und Bündnis 90/Die Grünen werden nach 1986 nur noch Sitze im weniger wichtigen Ersten Senat zugestanden. Die Anomalie bei der Besetzung insbesondere des Zweiten Senates ist nur schwer zu erklären. So wurden einige der Verfassungsrichter bereits vor der großen Reform von 1971 gewählt, in der das Gericht insgesamt einen konservativen Überhang hatte. Die Richterwahl lief vor 1971 in einem komplizierten und differenzierten Prozess ab und auch war das Gericht mit mehr Richtern besetzt (Spanner 1971: 21). Allerdings findet auch Uwe Wesel (2004: 102-07), der sich intensiv mit den Erwägungen der Parteien bei der Richternominierung auseinandergesetzt hat, keinen Grund, warum die SPD diesem absehbaren Überhang zugestimmt hat. Diese empirische Beobachtung zwingt, die Hypothese H1 für das Bundesverfassungsgericht zu spezifizieren: entgegen den Erwartungen finden wir auch im deutschen Gericht kongruente und inkongruente Phasen, weshalb ebenfalls eine Variation in der Erfolgsquote auftreten sollte. Die zentralen Unterschiede in den Effekten der beiden Auswahlsysteme sind also: (1) Die Variation der politischen Position des Gerichtes ist in Frankreich deutlich größer als in Deutschland. (2) Das französische Gericht passt sich den jeweiligen Mehrheiten in Exekutive und Legislative zeitverzögert an und leidet unter einem konservativen Bias. Hingegen ist die konservative Mehrheit im deutschen Gericht bis 1987 eine historische Anomalie.

200

Bundestag

Bundestag

Bundestag

Bundestag

Bundesrat

Bundesrat

Bundesrat

Bundesrat

Zusammensetzung des Bundesverfassungsgerichtes (2. Senat) entlang politischer Linien. Dunkle (weiße) Balken: von CDU und CSU (von der FDP und SPD) nominierte Richter.

Schlabrendorff (CDU)

Rupp (SPD)

Zeidler (SPD)

Niebler (CSU)

Rinck (CDU)

Hirsch (SPD)

Geiger (CDU)

Klein (CDU)

Franßen (SPD)

Kruis (CSU)

Graßhof (SPD)

201

Broß (CDU)

Osterloh (SPD)

Sommer (SPD)

LübbeWolff (SPD)

Mellinghoff (CDU)

Jentsch (CDU)

DiFabio (CDU)

Hassemer (SPD)

Limbach (SPD)

Winter (CDU)

Kirchhof (CDU)

Böckenförde (SPD)

Mahrenholz (SPD)

Träger (CDU)

Steinberger (CDU)

Wand (CDU)

Seuffert (SPD)

Rottmann (FDP)

71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03

Abbildung 5:

6.2 Aggregatdatenergebnisse in Frankreich und Deutschland Abbildung 6 zeigt die Aggregatergebnisse des Zusammenhangs zwischen Gerichtszusammensetzung und Erfolgsquote der Opposition in Frankreich. In den Spalten 3 und 4 sind die politische Ausrichtung des Conseil und der Regierung im Zeitraum von 1974-2002 abgetragen. Daraus folgt in der daneben liegenden Spalte die erwartete Annullierungsquote als Hypothese. Stimmen die Regierung und die Mehrheit des Verfassungsrates parteipolitisch überein, ist sie niedrig. Sind die Mehrheiten gegenläufig, sollte die Annullierungsquote hoch sein. Aus der Anzahl der Klagen und ob ihnen teilweise oder ganz statt gegeben wurde, errechnet sich nun für jede Phase von unterschiedlichen oder gleichlaufenden Mehrheiten eine durchschnittliche Quote. Diese dient zur Bestätigung oder Zurückweisung der Hypothese durch einen Vergleich mit dem gesamten Durchschnitt der beanstandeten Gesetze von 49,3%. Wird die Hypothese in 13 von 29 Jahren, also gut die Hälfte der Zeit, sehr gut unterstützt, so wird sie in 14 Jahren immer noch gut bis mäßig unterstützt. Nur in zwei Jahren, von 1986 bis 1988 wird sie explizit zurückgewiesen. Warum stimmen die Ergebnisse ausgerechnet in diesen zwei Jahren nun gar nicht mit dem Grundmodell überein? Um mit diesem Ausreißer umzugehen, bleiben zwei Strategien: Entweder man kann sie, wie leider oftmals üblich, ignorieren und auf die Operationalisierung schieben oder man kann diese Abweichungen im Rahmen der Theorie erklären (siehe Lakatos 1970: 138ff). In den Jahren 1986 bis 1988 war Jacques Chirac in der ersten Cohabitation der V. Republik Premierminister und versuchte, eine stark neokonservative Reformpolitik nach dem Muster Margret Thatchers und Ronald Reagans umzusetzen. Dabei hat er sich positional weiter rechts bewegt als die Mehrheit des Conseil, worauf auch die Daten des Manifesto-Projektes hindeuten (Budge und Klingemann 2001: 31). Deshalb kommt es in dieser Phase zu einer stärkeren Annullierung. Die Ergebnisse für das Bundesverfassungsgericht in Abbildung 7 stimmen weitgehend mit der aufgrund der tatsächlichen Gerichtszusammensetzung revidierten Hypothese H1 überein. Das Gericht ist von 1974 bis 1982 inkongruent und die Opposition klagte vergleichsweise oft, wobei sie mit einer Erfolgsquote von 85,7% im Ersten Senat und 91,7% im Zweiten Senat belohnt wurde. Dies passt zu den Erwartungen hinsichtlich eines inkongruenten Gerichtes. Für die jeweiligen komplementären kongruenten Phasen von 1974-1982 in beiden Senaten wird die Hypothese jedoch explizit zurückgewiesen (mit * gekennzeichnet).

202

Abbildung 6: Jahr 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1986 1987 1988 1988 1989 1989 1990 1991 1992 1993 1993 1994 1995 1996 1997 1997 1998 1998 1999 2000 2001 2002

Monat

Oppositionelle Erfolgsquoten in Frankreich 1974-2002 Gericht

Regierung

Hypothese

Quote

Bestätigung

konservativ

niedrig

24,4%

ja

sozialistisch

hoch

48,4%

ja

konservativ

niedrig

60,0%

nein

hoch

63,6%

ja

niedrig

38,2%

ja

hoch

52,2%

ja

niedrig

25,0%

ja

hoch

70,5%

ja

4 5 konservativ

2 3 4 5 3 4 sozialistisch

3 4

sozialistisch konservativ

5 6 3 4 sozialistisch konservativ 5

203

Allerdings lassen sich die beiden außergewöhnlich hohen Erfolgsquoten von 100% dadurch erklären, dass in beiden Phasen jeweils nur eine Klage von der Opposition eingereicht wurde, die jedoch erfolgreich war. Von Ende 1982 bis 1986 war der Zweite Senat immer noch mehrheitlich konservativ, dank des Regierungswechsels von der sozialliberalen Koalition unter Helmut Schmidt zur christlich-liberalen Koalition unter Helmut Kohl jedoch kongruent. Konsequenterweise reduziert sich die Erfolgsquote der Opposition von 91,7% auf 50%. Ab diesem Zeitpunkt sind beide Senate durchgehend paritätisch durch Regierung und Opposition besetzt, was aufgrund der Entscheidungsregel bei Stimmengleichstand bedeutet, dass sie in diesem Fall kongruent sind, da fünf von acht Richtern für die Opposition stimmen müssen, um dieser zum Erfolg zu verhelfen. Im Ergebnis zeigen sich in diesen Phasen Erfolgsquoten, die unterhalb des Durchschnittes von 45,2% liegen und zwischen 0 und 36,4% variieren. Die im Vergleich zu Frankreich deutlich größere Variation bei den Erfolgsquoten liegt zu erheblichem Maße an der geringen Fallzahl. Aus Sicht der Aggregatergebnisse wird die Hypothese, dass die politischen Werteinstellungen der Richter für ihr Entscheidungsverhalten eine Rolle spielen, trotz der relativ groben Messweise unterstützt. Als generelle Regel scheint zu gelten: Bei kongruenten Verfassungsgerichten ist die oppositionelle Erfolgsrate deutlich niedriger als bei inkongruenten Gerichten. Dennoch stellt sich die Frage, ob diese Ergebnisse sich auch systematisch auf individueller Ebene bestätigen lassen. 6.3 Individualdatenergebnisse in Frankreich und Deutschland In diesem Abschnitt wird der Einfluss der Gerichtszusammensetzung auf die Wahrscheinlichkeit der Annullierung auf der Ebene individueller Entscheidungen getestet. Die abhängige Variable Ergebnis wurde dabei für Deutschland pro Antrag nach „Zurückweisung“ oder „Nicht-Zurückweisung“ kodiert, für Frankreich nach „Verfassungskonformität“ oder „(teilweise oder vollständige) Annullierung“. Als unabhängige Variable wird die Gerichtszusammensetzung in beiden Fällen nach „kongruent“ und „inkongruent“ kodiert. Die Ergebnisse sind in Tabelle 1 abgebildet.

204

Abbildung 7:

Oppositionelle Erfolgsquoten in Deutschland 1974-2002 Hypothese

Jahr Monat 1. Sen. 2. Sen. 1974 1975 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1982 1983 1984 1985 1986 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1998 1999 2000 2001 2002

11 12

Quote

Bestätigung

Reg. 1. Sen. 2. Sen. 1. Sen. 2. Sen. 1. Sen. 2. Sen.

konserv. parität.

hoch niedrig 85,7% 100%*

SPD/ FDP

ja

niedrig hoch 100%* 91,7% nein*

nein*

ja

konserv. 9 10 niedrig

50,0%

nein

10 11 parität.

CDU/ CSU/ niedrig FDP

16,7% niedrig

ja 36,0%

ja

parität.

9 10 SPD/ niedrig niedrig Grüne

0%

36,4%

ja

ja

205

Das Ergebnis unterstützt die Basishypothese in beiden Ländern: Richter lassen ihre politischen Wertvorstellungen in ihre Urteile einfließen und das Urteil hängt von der politischen Besetzung der Richterbank ab. Die hohen beruflichen Auswahlkriterien in Deutschland scheinen keinen Effekt auf die Annullierungsneigung zu haben. In beiden Fällen ist Phi signifikant und zeigt in die richtige Richtung. In Frankreich ist die Stärke des Effektes akzeptabel, die Hypothese wird jedoch dadurch unterstützt, dass der Effekt systematisch auch im Aggregat pro Phase der Kongruenz oder Inkongruenz auftritt. In Deutschland ist Phi relativ groß, das Ergebnis erklärt sich aber alleine mit den Resultaten in den Jahren zwischen 1974 und 1982, als sowohl das Gericht als auch die Opposition konservativ waren, wie die Aggregatanalyse zeigte. Ein wichtiger bereits diskutierter Einwand gegen das bisherige Messverfahren ist, dass lediglich die Kongruenz oder Inkongruenz des Medianrichters mit der Regierungsmehrheit betrachtet wird. Prüft man das Verhalten der Richter jedoch nicht deterministisch, sondern probabilistisch, müsste die Erfolgswahrscheinlichkeit der Opposition auch von der Größe der Mehrheit im Gericht abhängig sein. Diese Subhypothese wird nachfolgend für Frankreich getestet. Das Ergebnis findet sich in Tabelle 2. Ist die Mehrheit im Gericht 4:5 oder 5:4, dann ist der Einfluss der Gerichtszusammensetzung geringer und nicht mehr signifikant. Ist die Mehrheit größer als eine Stimme, dann ist der Koeffizient größer und bleibt signifikant. Tabelle 1: Zusammenhangsmaße für Deutschland und Frankreich Gleichgerichtetheit Gericht-Regierung und Annullierung für beide Länder

Gültige Fälle1

Phi

Signifikanz

Frankreich

276

0,170

0,05

Deutschland

93

0,451

0,00

1 Der Unterschied zwischen der Gesamtzahl der Fälle und den gültigen Fällen erklärt sich durch fehlende Werte, die listenweise ausgeschlossen wurden, sowie durch diejenigen Fälle, bei denen es eine einvernehmlich Lösung gab oder das Gericht sich für nicht zuständig erklärt hat.

206

Tabelle 2: Auswirkungen der Mehrheitsgröße im Conseil constitutionnel „Mehrheitsverhältnisse im Conseil und Annullierung in Frankreich"

Gültige Fälle1

Phi

Signifikanz

Mehrheit > 1

186

0,209

0,04

Mehrheit = 1

90

0,109

0,29

1 Der Unterschied zwischen der Gesamtzahl der Fälle und den gültigen Fällen erklärt sich durch fehlende Werte, die listenweise ausgeschlossen wurden sowie durch diejenigen Fälle, bei denen es eine einvernehmlich Lösung gab oder das Gericht sich für nicht zuständig erklärt hat.

Dieses Resultat gibt uns einen Anhaltspunkt zur Robustheit der Annahme über den Medianrichter. Wie bereits im theoretischen Teil angemerkt, ist aus probabilistischer Sicht die Größe der Mehrheit im Gericht wichtig, weil bei Mehrheiten, die eine einzelne Stimme übersteigen, das Urteil beim Seitenwechsel eines Richters stabil bleibt. Daraus ist auch zu schlussfolgern, dass die Ergebnisse in Deutschland für die Politiker insgesamt schwer vorherzusagen sind, weil die Mehrheit im besten Fall einen Richter ausmacht. Das Risiko, dass der gefundene Zusammenhang eigentlich auf einer nicht erkannten, latenten Drittvariable basiert und es sich deshalb um einen zufälligen Zusammenhang oder eine Scheinkorrelation handelt, ist trotzdem begrenzt. Erstens bildet eine gute Theorie eine erste Verteidigungslinie (Peters 1998). Zweitens liefert der Blick auf die abweichenden Meinungen ein weiteres Puzzlestück und kontrolliert das Verhalten der Richter auf individueller Ebene. 6.4 Abweichende Meinungen in Deutschland als Hohlspiegel Gegen das bisherige Verfahren der Messung der Positionen kann – wie bereits in Abschnitt 3.1 angedeutet – ein zweiter Einwand vorgebracht werden. Es wird weder das individuelle Abstimmungsverhalten der Richter gemessen, noch deren tatsächliche Präferenzen erfragt, beispielsweise über Interviews. Im Sinne des methodologischen Individualismus wird also lediglich die Aggregatvariable „Zusammensetzung“ mit dem kollektiven Handlungsergebnis „Urteil“ in Verbindung gebracht. Im Gegensatz zum US Supreme Court und dem portugiesi-

207

schen Verfassungsgericht werden in Deutschland und Frankreich jedoch die individuellen Abstimmungsergebnisse der Richter nicht veröffentlicht, weshalb die Messung auf Mikroebene nicht möglich ist. Die einzige Möglichkeit, dennoch Informationen über das individuelle Abstimmungsverhalten zumindest einiger Richter zu bekommen und so einen Blick auf die Mikroebene zu werfen, sind abweichende Meinungen einzelner Richter in Deutschland.12 Die persönlichen Einstellungen werden dann am deutlichsten sichtbar, wenn einzelne Richter mit der Mehrheit des Gerichtes nicht übereinstimmen. Tun sie das, haben sie zwei Möglichkeiten: Sie nehmen die Überstimmung hin und unterschreiben das Urteil oder sie schreiben dazu eine abweichende Meinung. Das Instrument des Sondervotums wurde 1971 eingeführt und „… ist Ausdruck für den in Fragen des Verfassungsrechtes vorhandenen Pluralismus in Methode und Ergebnis der Verfassungsinterpretation" (Schlaich und Korioth 2001: 37). Verfassungsrichter schreiben also eine abweichende Meinung, wenn sie inhaltlich oder methodisch nicht mit der Mehrheitsmeinung übereinstimmen und verleihen ihrem Dissens damit offen Ausdruck. Doch welche Richter schreiben nun abweichende Meinungen? Argumentiert die juristische Literatur noch eher konservativ, dass den Sondervoten bisher eine gewisse Einheitlichkeit in Anlass, Stil und Intention fehle (Schlaich und Korioth 2001: 38), lässt sich aus dem bisher gesagten folgende Hypothese aufstellen: Verfassungsrichter schreiben immer dann eine abweichende Meinung, wenn sie die Position der unterlegenen Partei teilen und von dieser nominiert worden sind. Im Untersuchungszeitraum 1974-2002 wurde für die beiden Verfahrensarten abstrakte Normenkontrollen und Bund-Länder-Streite insgesamt bei 31 Anträgen eine abweichende Meinung veröffentlicht. Dissens kommt vor allem dann auf, wenn es zu einer Beanstandung eines Gesetzes kommt. Bei einer genaueren Analyse der 31 Fälle mit abweichenden Meinungen stellt man eine Bestätigung der Hypothese fest. In 24 Fällen (77 Prozent) wurde die abweichende Meinung von Richtern geschrieben, die von der unterlegenen Partei nominiert worden waren, jedoch in keinem Fall von einem Richter, der von der siegreichen Partei nominiert wurde. In den verbleibenden 7 Fällen (23 Prozent) wurde die abweichende Meinung von mehreren Richtern geschrieben, die sowohl der unterlegenen als auch der siegreichen Partei angehörten. Die policy-Hypothese wird also in 77 Prozent der Fälle unterstützt und in keinem einzigen Fall direkt zurückgewiesen. In 23 Prozent der Fälle scheinen auch rechtliche Erwägungen eine Rolle zu spielen oder das grobe Maß der politischen

12 Frankreich kennt das Instrument der abweichenden Meinung nicht.

208

Positionsbestimmung von Richtern über deren Nominierung nicht exakt genug zu sein (siehe zu Letzterem auch Ganghof 2003). Dies spricht dafür, dass politische Einstellungen der Richter am Bundesverfassungsgericht ebenso wie bei ihren Kollegen am Conseil für die Urteilsfindungen eine zentrale Rolle spielen. In Deutschland werden sie von der konsensualen Zusammensetzung des Gerichtes nur stärker überdeckt. 7.

Fazit und Ausblick

Traditionellerweise werden Richter als Unparteiische angesehen, die das objektive Für und Wider beider Prozessparteien abwägen und ihre Urteile nach Recht und Gesetz fällen. Die Göttin des Rechts Justitia hat verbundene Augen und ist neutral. Diese Vorstellung kann man getrost als illusorischen Mythos bezeichnen. Ganz im Gegenteil: der politische Standpunkt von Richtern hat einen signifikanten Einfluss auf ihr Entscheidungsverhalten. Ihre persönlichen Wertvorstellungen spiegeln sich deutlich erkennbar in den Urteilen wider. Verfassungsrichter geben ihre persönlichen Einstellungen und Werte bei Amtsantritt ja nicht wie einen Regenschirm an der Garderobe ab und tauschen sie gegen ihre Roben ein. Wegen der Unbestimmtheit des Verfassungsrechtes an sich ist dies funktional gesehen auch weder möglich noch sinnvoll. Verfassungsrichter sind also, um es in der Terminologie des Rational Choice Institutionalismus zu sagen, policy-seeker. Dieses Streben nach der Umsetzung ihrer eigenen Wertvorstellungen kann auch durch institutionelle Regeln nicht völlig ausgeschaltet werden. Die beiden nach dem most dissimilar cases design ausgewählten Fälle Deutschland und Frankreich legen nahe, dass dies eine verallgemeinerbare Regel ist und es sich nicht nur um eine Zufallserscheinung der beiden Länder handelt. Einzig und allein das policy seeking-Motiv der Verfassungsrichter ist identisch. Alle institutionellen Regeln der Richterwahl sind verschieden und können deshalb das gemeinsame sich in den Urteilen widerspiegelnde Verhalten nicht erklären. Ist das Gericht kongruent, hat die Regierung eine höhere Erfolgswahrscheinlichkeit; ist das Gericht inkongruent, stehen die Chancen der Opposition besser, ihren Fall zu gewinnen. Trotz hoher Qualifikationsanforderungen wie Mindestalter, Befähigung zum Richteramt und partiell sogar eine Dienstzeit an einem obersten Bundesgericht ist im deutschen Fall auch an den abweichenden Meinungen das policy-Motiv nachweisbar. Die Wahlprozeduren in beiden Ländern zeigen verschiedene Wirkungen auf die Zusammensetzung beider Gerichte. Die proportionale Besetzung durch

209

Bundesrat und Bundestag, die beide mit Zweidrittelmehrheit entscheiden, führt in Verbindung mit der Struktur des deutschen Parteiensystems zu einer konsensualen Besetzung des gesamten Gerichtes. Das französische System der Ernennung der Verfassungsrichter durch zuvor mit absoluter Mehrheit gewählte Staats- und Parlamentspräsidenten führt zu einem Gericht, das nach langen ununterbrochenen Regierungsphasen durch nur eine Partei besetzt ist. Es kann sich neuen Mehrheitsverhältnissen anpassen, aber nur mit einer Zeitverzögerung von einigen Jahren. Dieses majoritäre Ernennungsverfahren kann aber durchaus zu einer ausgeglichenen Beteiligung von Regierung und Opposition im Zeitverlauf führen, wenn Regierungswechsel regelmäßig stattfinden und keine der drei Präsidentschaften auf Dauer von nur einer Partei kontrolliert wird, wie es bisher der Fall war. Was für das Verständnis der Rolle von Verfassungsgerichten in politischen Systemen wichtig ist, ist die Frage, ob die Mehrheit im Gericht von der Regierung ernannt worden ist oder nicht. Handelt es sich um ein kongruentes Gericht, ist die Wahrscheinlichkeit hoch, dass es – um es mit Tsebelis’ Worten zu sagen – absorbiert wird und keine nachhaltige Beschränkung des Handlungsfreiraums der Regierung darstellt. Aus dem oben Gesagten lassen sich drei Schlussfolgerungen für unser Verständnis von Verfassungsgerichten wie auch weitere Forschung ableiten. Erstens können policy-basierte räumliche Modelle durchaus sinnvoll für europäische Verfassungsgerichte angewendet und in derselben Weise benutzt werden wie für den US Supreme Court. Dies eröffnet die Möglichkeit, für den Supreme Court entwickelte Modelle zu übertragen, zu adaptieren und zu testen. Zweitens schließt das Ergebnis nicht aus, dass Verfassungsrichter und Verfassungsgerichte in der Lage sind, strategisch zu handeln. Ganz im Gegenteil. Nur wenn wir die Mehrheiten im Gericht berücksichtigen, lernen wir, wann ein Verfassungsgericht gezwungen ist, strategisch zu handeln und der Regierung entgegenzukommen. Nämlich dann, wenn es inkongruent ist. Ein kongruentes Gericht verbessert seine Position mit einem neuen von der Regierung entworfenen Gesetz ohnehin. Und drittens kann nun getestet werden, ob die Opposition in verschiedenen europäischen Ländern die Mehrheitsverhältnisse im Verfassungsgericht in ihrem Klageverhalten berücksichtigt. Handelt es sich um eine strategisch denkende Opposition, sollte sie dies besonders oft tun, wenn es das Gericht inkongruent ist.

210

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Der ökonomische Ansatz in der politischen Theorie – nützliches Instrument oder Prokrustesbett? Reinhard Zintl* 1.

Der ökonomische Ansatz

Das, was man den ökonomischen Ansatz in den Sozialwissenschaften nennt, ist nicht durch bestimmte - etwa „wirtschaftliche“ - Inhalte gekennzeichnet, sondern durch einen bestimmten Blickwinkel auf soziale Prozesse einerseits und ein bestimmtes Instrument des Theoretisierens andererseits (vergleiche nur Bernholz und Breyer1993/94; Kirchgässner 1991; Kirsch 2004): Zum Blickwinkel: Gesucht ist immer die einer betrachteten Handlungskonstellation innewohnende – „objektive“ - Situationslogik; im Idealfall sollen „Gleichgewichte“ identifiziert werden, mindestens aber soll herausgefunden werden, worauf Unbestimmtheiten oder Instabilitäten der Konstellation beruhen. All das soll in möglichst einfachen und eleganten Formalisierungen abgebildet werden. Zum Instrument des Theoretisierens: Prozesse und ihre Eigenschaften werden mit Hilfe einer individualistischen Mikrofundierung analysiert. Das hierfür verwendete Instrument ist eine Stilisierung der Akteure als rationale Nutzenmaximierer - und zwar als Maximierer ihres subjektiven Nutzens in einer von ihnen subjektiv definierten Handlungssituation. Den Idealfall bildet hier das Handlungsmodell des „homo oeconomicus“, der egoistisch motiviert und vollständig über die Situation - seine Optionen, deren subjektiven Nutzen usw. - informiert ist. Sein Verhalten ist vergleichsweise leicht zu prognostizieren und in der gewünschten Weise zu modellieren. Den allgemeineren und schwieriger zu modellierenden Fall stellt die Stilisierung der Akteure als nicht unbedingt „egoistisch“, aber jedenfalls allein an den Konsequenzen ihres Handelns orientiert und als nur beschränkt informiert dar.1 * 1

Eine frühere Fassung dieses Beitrags wurde auf der Frühjahrstagung der Sektion politische Theorie und Ideengeschichte der DVPW 2005 präsentiert. Hierzu ist eine Erläuterung angebracht: „Subjektivismus der Situationsbeschreibungen“ bedeutet, dass die Bewertung von Handlungsfolgen für die einzelnen Akteure allein auf ihren Präferenzen beruhen kann und nicht auf irgendwelchen Standards des Betrachters. Sämtliche Bestandteile der individuellen Präferenzen - wie idiosynkratisch auch immer sie sein mögen - sind relevant und nur diese. Es kann nicht unterstellt werden, dass Präferenzen „egoistisch“ oder

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Ich werde mich im Folgenden auf die Diskussion des ersten Aspekts, also die Diskussion der Richtung des Theoretisierens, konzentrieren, und zwar einerseits hinsichtlich der positiven politischen Theorie (Abschnitt 7), andererseits hinsichtlich der normativen politischen Theorie (Abschnitt 8). Hierzu ist es aber unumgänglich, zunächst etwas zu dem zu sagen, was normalerweise im Zentrum der Auseinandersetzung steht, nämlich dem Mikroinstrument und der Art und Weise seiner Anwendung: 2.

Das Instrumentarium und seine Probleme

Dass das Instrument als problematisch gelten kann, hat zwei Gründe: Erstens enthält es eine Unbestimmtheit. Diese folgt aus der Lücke, die zwischen der zugrundegelegten Subjektivität der individuellen Situationsdefinitionen und dem theoretischen Anspruch auf die Identifikation einer „objektiv“ gegebenen Situationslogik besteht. Das eröffnet Spielräume für Pseudo-Bestätigungen beliebiger Behauptungen, die man durch fahrlässigen Umgang mit den subjektivistischen Konstellationsbeschreibungen erhält: Man kann post hoc jeden Ablauf eines Prozesses als ein Spiel deuten, das so und nicht anders verlaufen musste. Rationalistische Rekonstruktionen realer Vorgänge sind daher immer tautologiegefährdet. Zweitens ist das Instrument zumindest insofern unrealistisch, als seine Leistungsfähigkeit offensichtlich davon abhängt, wie gute Nutzenmaximierer (also auch: wie gute Informationsverarbeiter) die Akteure sind. Da reale Subjekte normalerweise nicht perfekt sind, sind rationalistische Rekonstruktionen realer Vorgänge normalerweise falsch, wenn die Konstellation auch nur mäßig kompliziert ist. Zusammengenommen führen beide Probleme in eine Art Dilemma: Man scheint die Wahl zu haben, entweder richtige, aber leere, oder aber informatiauch nur „egozentrisch“ orientiert sind (Wohlwollen, Missgunst, Solidarität können also ebenfalls Merkmale individueller Präferenzen sein), und es kann auch nicht unterstellt werden, dass Präferenzen allein an Zuständen bzw. Handlungsresultaten und grundsätzlich nicht am Zustandekommen eines Zustandes orientiert sind. Der letzte Punkt verdient eine kurze Erläuterung: Rationale Akteure werden üblicherweise als konsequenzenorientierte Akteure bezeichnet: Sie suchen Handlungskurse unter Berücksichtigung der Handlungsfolgen aus. Wenn sie nun Handlungen als solche bewerten, etwa Diebstahl verurteilen, wird das Resultat „100 € ehrlich verdient“ ein anderes und anders bewertetes Resultat sein als „100 € gestohlen“. Mit anderen Worten: Dass wir in subjektivistischer Modellierung rationale Akteure als konsequenzenorientierte Akteure auffassen, bedeutet nicht, dass wir sie als amoralisch zu modellieren haben. Vergleiche nur Arrow (1967), Sen (1977; 1986).

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onshaltige, aber falsche, Aussagen zu produzieren. Wenn man sich hiermit nicht zufrieden geben will, kann man also den Ansatz nicht ohne Umschweife auf beliebige Wirklichkeiten anwenden, sondern muss, wenn man ihn fruchtbar machen will, Brückenprobleme lösen. 3.

Brückenbau

Man könnte zunächst versucht sein, die Unbestimmtheit, die aus der Differenz zwischen subjektiver Situationsdefinition und objektiver Handlungslogik resultiert, dadurch zu beseitigen, dass man bestimmte menschliche Eigenschaften etwa „materialistischen Egoismus“ - nicht lediglich als eine in manchen Situationen verwendbare bequeme Stilisierung auffasst, sondern als immer faktisch vorhanden und zugleich immer allein ausschlaggebend. In diesem Fall würde man sicher nicht mehr Gefahr laufen, alles und jedes post hoc rationalistisch zurichten zu können, aber man würde erst recht in die gegenüberliegende Fall geraten: Unsere Aussagen werden nun fast immer falsch sein, und sie werden vor allem dort, wo es interessant wird, nicht mehr weiterhelfen - soziale Tatbestände wie Regelgeltung, Vertrauen, schlechtes Gewissen, Empörung über Regelverletzungen wären unseren theoretischen Bemühungen offensichtlich vollkommen unzugänglich. Es genügt, sich das am letzten genannten Fall klarzumachen: Kein Mensch könnte sich über Regelverletzungen erregen, wenn er in gleicher Situation genauso handeln würde und zugleich wüsste, dass alle Beteiligten eben dieses voneinander wissen und erwarten (vergleiche Frank 1988; Thaler 1988). Theoretisch fruchtbarer als problematische Behauptungen über eine vermeintliche menschliche Natur sind Bemühungen, die Schwierigkeit situationslogisch anzugehen (Latsis 1972; Zintl 1989; 2001). Was das bedeutet, kann am einfachsten mit Hilfe des Idealfalls demonstriert werden, der nicht zufällig der Idealfall der im materiellen Sinne ökonomischen Theorie ist, nämlich dem unmittelbaren Tausch unter idealen Wettbewerbsbedingungen: Transaktionen finden hier nur freiwillig statt. Ein Anbieter findet nur dann Nachfrager, wenn sein Angebot preislich und qualitativ (mindestens) so attraktiv ist wie das der konkurrierenden Anbieter; ein Nachfrager auf der anderen Seite kommt nur dann an die begehrten Dinge, wenn er (mindestens) so viel zu zahlen bereit und imstande ist wie die mit ihm konkurrierenden anderen Interessenten. Jeder kennt die Bedingungen; jeder kann wissen, was marktgerechtes Verhalten ist. Wer das nicht hinnehmen will oder nicht verstanden hat oder wer

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nicht mithalten kann, findet keine Tauschgelegenheit, scheidet also aus dem Spiel aus. Die Interdependenz innerhalb der Gruppe der Anbieter bzw. der Nachfrager ist anonym: Man interagiert nicht – man kommuniziert nicht, stimmt sein Handeln nicht wechselseitig ab, versucht einander nicht zu beeinflussen, sondern orientiert sich an einem allgemein sichtbaren Signal (dem Preis), den man nicht ignorieren und den man nicht willentlich beeinflussen kann. Diese Unterwerfung der Akteure auf beiden Marktseiten unter den Wettbewerb sorgt dafür, dass auch zwischen den Marktseiten nicht positiv interagiert werden kann, weder im Guten noch im Schlechten - man kann nicht entgegenkommend sein, aber man kann auch nichts diktieren. Das ist sicherlich eine Stilisierung, die von der Wirklichkeit immer bis zu einem gewissen Grade unterlaufen wird, aber sie macht deutlich, worum es geht: Soweit sie angemessen ist, ist es möglich, den Prozess auf der Grundlage einer objektiven Situationslogik zu beschreiben, in der die Subjektivität der Akteure gewissermaßen neutralisiert ist. Abstrakter ausgedrückt: Angenommen, es gebe in einer betrachteten Akteurskonstellation bestimmte Situationsdefinitionen und Verhaltensweisen, die in dem Sinne „angemessen“ sind, dass nur diejenigen Akteure, die sich diese Situationsdefinitionen und Verhaltensweisen zu eigen machen, erfolgreich sind. Akteure hingegen, die sich den Luxus leisten, ihre Handlungssituation eigenwillig zu beschreiben oder ihr Verhalten an irgendwelchen allgemeinen Normen zu orientieren (statt sich „opportunistisch“ an die spezielle Konstellation und die ihr innewohnenden Chancen anzupassen) können sich in dem betrachteten Kontext nicht lange halten. Wenn das der Fall ist, dann gilt: Die normalerweise beobachtbaren und das Bild prägenden Akteure werden diejenigen sein, die sich am stärksten an der in diesem Sinne objektiv gegebenen Situationslogik orientieren, die also den Reichtum ihres Innenlebens zu disziplinieren und irrelevante von relevanten Gesichtspunkten zu unterscheiden vermögen, die sich rückhaltlos an den relevanten Gesichtspunkten orientieren, und die beste Lösungen entweder selbst finden oder zumindest die jeweils besseren Lösungen schnellstmöglich kopieren. Sie sehen so aus, als seien sie „egoistisch“, „konsequenzenorientiert“ und „perfekte Informationsverarbeiter“. Damit zeigt sich, dass nicht eigentlich die Stilisierung der Akteure die theoriestrategisch interessante Frage ist, sondern vielmehr die Frage, mit welchen Sorten von Konstellationen man es zu tun haben kann, worin die theoretisch folgenreichen Unterschiede zwischen ihnen bestehen, und welche Sorten von Aussagen über welche Sorten von Akteurskonstellationen vernünftigerweise angestrebt werden können.

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Für unser Urteil darüber, wie sich der ökonomische Ansatz in der politischen Theorie ausnehmen mag, ist es also offensichtlich entscheidend, wie sich der ursprüngliche Gegenstandsbereich der ökonomischen Theorie von dem Gegenstandsbereich der politischen Theorie unterscheidet.

4.

Die Kontextunterschiede zwischen „Ökonomie“ und „Politik“

Der Idealfall für den Theoretiker ist, wie gerade gesehen, diejenige Konstellation, in der hoher Selektionsdruck auf den Akteuren lastet, die Signale an die Akteure klar sind und die bestmöglichen Antworten eindeutig sind. All das setzt voraus, dass die Akteure, deren Aktivitäten uns interessieren, ihre Umgebung nicht einseitig gestalten können. Anders liegt der Fall, wenn entweder ein Akteur „Macht“ hat (in dem Sinne, dass er das Handeln anderer Akteure intentional beeinflussen kann) oder wenn allgemeiner seine Umwelt nicht parametrisch gegeben ist. Hier kann er der Welt seinen Willen (in Grenzen) diktieren oder es gibt zumindest Raum für Verhandlungen. In solchen Fällen stehen die zu erwartenden Handlungen und ihre Resultate nicht bereits mit der Konstellationsbeschreibung fest. Allgemeiner und vereinfacht können wir das mit Hilfe des oben schon verwendeten Begriffspaares Interpendenz/Interaktion ausdrücken: Durch (bloße) Interdependenz bestimmtes Handeln ist streng (und meist sparsam) modellierbar, durch (positive) Interaktion bestimmtes Handeln ist offener, nur mit mehr Aufwand modellierbar, oft genug mit dennoch großen verbleibenden Unschärfen. Wie verhält es sich in dieser Hinsicht innerhalb der Gegenstandsbereiche „Politik“ und „Ökonomie“? Zunächst ist erkennbar, dass das, was man die Grundverfasstheit der Bereiche nennen könnte, unterschiedlich ist: Der soziale Prozess, der als typisch wirtschaftlich gilt, findet in der Arena freiwilliger Kooperation statt, der Arena der Verträge. Der idealisierte Standardkontext ökonomischer Analyse ist die anonyme spot-Transaktion. Die (lediglich implizit gefällte) Kollektiventscheidung „Zustand des Marktes“ ist ein Aggregat separater Individuenentscheidungen. All das ist im wesentlichen interdependenzbestimmt. Politik andererseits, verstanden als ein Prozess, in dem kollektiv verbindliche Entscheidungen explizit gefällt werden, ist im wesentlichen interaktionsgesteuert, somit offener (unbestreitbar gibt es auch hier oft eine irgend-

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wann wirkende Selektivität durch die Umwelt - niemand ist ja allmächtig: eine Gruppe von Akteuren kann zwar vielleicht ihre inneren Verhältnisse nach gusto gestalten, aber es kann sein, dass sie dadurch in einem „Wettbewerb der Systeme“ zurückfällt - aber diese Selektivität wirkt allenfalls ex post, ist jedoch nicht bereits als Teil des Entscheidungskalküls eindeutig und ex ante fassbar; hierauf wird gleich zurückzukommen sein). Zugleich aber ist ebenfalls leicht zu erkennen, dass die Trennlinie zwischen Ökonomie und Politik nicht überall so glatt gezogen werden kann: Weite Bereiche des politischen Prozesses sind interdependenzgesteuert und daher ökonomischer Modellierung durchaus zugänglich. Das bekannteste Beispiel ist der demokratische Wettbewerb um Stimmen und seine Folgen für die Programmentscheidungen der Parteien. Ein anderes Beispiel ist der Standortwertbewerb politisch verfasster Kollektive, der ja genau deshalb als Souveränitätsbedrohung gilt, weil er (innere) Interaktion in (äußere) Interdependenz einbettet und erstere der letzteren unterwirft. Auf der anderen Seite sind weite Bereiche der freiwilligen Kooperation in der Vertragsarena interaktionsbestimmt und daher idealtypischer ökonomischer Modellierung auch nur begrenzt zugänglich. Das gilt nicht nur dort, wo der Wettbewerb beschränkt ist (etwa im Bereich der Gruppenverhandlungen), sondern auch innerhalb des Wettbewerbs für den gesamten Bereich nichtanonymer Beziehungen, also insbesondere für relationale Kontrakte und für die Bearbeitung von unüberwindlichen Informationsasymmetrien (vergleiche Alchian und Demsetz 1972; Williamson 1985). Da also die unterschiedlichen Gegenstandsbereiche „Politik“ und „Ökonomie“ nicht jeweils eindeutig durch einen bestimmten Prozessmodus charakterisiert sind, ist der ökonomische Ansatz, die „Ökonomik“, für etliche Probleme außerhalb seiner klassischen Domäne, der Ökonomie, leistungsfähig; zugleich ist er für etliche Fragestellungen innerhalb der klassischen Domäne nicht besonders gut geeignet. Was ist zu tun? Betrachten wir zunächst kurz diejenigen Strategien der Theoriebildung, die man fragwürdig nennen kann: 5.

Fragwürdige Strategien: Der ökonomische Ansatz entweder als ökologische Nische oder als Prokrustesbett

Wenn man nicht theoretisch naiv von einem abwegigen Menschenbild („Egoisten“) ausgehen will, was oben schon verworfen wurde, dann könnte man immerhin noch versucht sein, sich in der Theoriebildung auf die Betrachtung von

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Konstellationen zu beschränken, in denen eine solche Stilisierung der Akteure gerechtfertigt ist. Das hieße, dass man entweder nur solche Konstellationen für der ökonomischen Modellierung zugänglich erklärt, die von Haus aus als Überlebenskampf unter Wettbewerbsbedingungen angesehen werden können, oder dass man beliebige Konstellationen in die Analyse einbezieht, sie jedoch auf den Aspekt des Überlebenskampfes im Wettbewerb reduziert. Der Preis ist in beiden Varianten hoch: Im ersten Fall macht man zu wenig aus dem Ansatz, im zweiten zu viel: Im ersten Fall untersucht man eine unnötig kleine Untermenge der Menge aller möglichen Akteurskonstellationen. Im zweiten Fall macht man jede Realität ohne Rücksicht auf den Ertrag dem eigenen Instrument gefügig; das ist das, was man ökonomischen Imperialismus im schlechten Sinne nennen kann. In beiden Fällen wäre der ökonomische Ansatz für die politische Theorie nicht fruchtbar - entweder würde er von vornherein wenig Relevanz für sie beanspruchen können oder man hätte einen solchen Anspruch ohne Schwierigkeiten zurückzuweisen. Es gibt aber noch ein Drittes: 6.

Der ökonomische Ansatz als Grenzfall einer „verstehenden Soziologie“

Fügt sich eine Handlungskonstellation zwanglos und vollständig den idealen Anforderungen des Instruments, haben wir es leicht. Wenn hingegen die Idealbedingungen nicht erfüllt sind, müssen wir bescheidener sein. Insbesondere können wir nun nicht mehr darauf zielen, irgendwelche konkreten Prozesse oder ein beobachtetes individuelles Verhalten „ökonomisch“ zu deuten: Da wir hier nicht mehr die Möglichkeit haben, direkt von der Beschreibung der äußeren Situation auf die relevanten subjektiven Zielsetzungen und subjektiven Situationsdefinitionen zu schließen, müssen wir diese gesondert ermitteln, wenn wir einen beobachteten Vorgang (im Weberschen Sinne) verstehend rekonstruieren wollen. Die ökonomische Sorte des Theoretisierens, die ja darauf beruht, sich mit Beschreibungen der äußeren Situation zu begnügen, kann hier ihre speziellen Stärken nicht ausspielen. Was aber spricht eigentlich dagegen, den Ansatz – mit eingeschränktem Anspruch – auf Konstellationen anzuwenden, die die Bedingungen nur eingeschränkt erfüllen? Seine Leistung könnte ja auch darin bestehen, bei der gedanklichen Ordnung dessen zu helfen, was sich ihm nicht fügt. Einige Beispiele hierfür sind:

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Wenn es in einer betrachteten Konstellation Spielräume der Akteure zu eigenwilligen Situationsdefinitionen gibt, können wir untersuchen, worauf diese beruhen, worin sie bestehen, und wie groß sie sind und wie sie typischerweise genutzt werden. Wenn es in einer betrachteten Konstellation mehr als ein Gleichgewicht gibt, können wir untersuchen, ob es typische Sorten der Gleichgewichtsselektion gibt. Wenn es in einer betrachteten Konstellation persistente Informationsprobleme (insbesondere Informationsasymmetrien) gibt, können wir untersuchen, wie folgenreich diese sind und wie typischerweise mit ihnen umgegangen wird. In all diesen Fällen suchen wir nicht nach theoretischen Deutungen bestimmter einzelner Prozesse, sondern nach der theoretischen Deutung von Prozessen der Spielregelbildung. Kurz und zugespitzt ausgedrückt: Spezielle Stärken weist der ökonomische Ansatz in solchen Umgebungen nur dann auf, wenn wir ihn nicht als Verhaltenstheorie praktizieren, sondern als Theorie des Funktionierens und der Entstehung von Institutionen, gewissermaßen - etwas vollmundig formuliert - als Verfassungstheorie. Betrachten wir zunächst, was das im Rahmen der positiven Theorie politischer Institutionen bedeutet: 7.

Der ökonomische Ansatz in der positiven Theorie politischer Institutionen

Hier kann es sicherlich nicht um die Beantwortung der fundamentalen Fragen gesellschaftlicher Machtverteilung und insgesamt nicht um die Bewältigung grundlegender Verteilungskonflikte gehen. Vielmehr geht es um Fragen, hinsichtlich derer sich so etwas wie ein gemeinsames „konstitutionelles“ Interesse der Beteiligten identifizieren lässt (Buchanan 1990; Vanberg und Buchanan 1988) - ein gemeinsames Interesse an der effizienten Lösung von Koordinationsproblemen, oder ein gemeinsames Interesse daran, nicht in unnötigen Konflikte zu geraten, oder schließlich ein gemeinsames Interesse daran, unvermeidliche Konflikte nicht unnötig eskalieren zu lassen usw. Ausgangspunkt des Theoretisierens ist immer eine Hypothese, in der der Gravitationspunkt (oder gegebenenfalls mehrere oder viele mögliche Gravitationspunkte) des Prozesses in einer gegebenen Akteurskonstellation identifiziert wird, und hiervon ausgehend eine Hypothese darüber, was die Beteiligten wohl als ihr Problem in dieser Konstellation betrachten werden. Diese Gravitations-

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punkte sind die Gleichgewichte der Spieltheorie, interpretiert nun aber nicht als Behauptungen darüber, was unter rationalen Akteuren jederzeit zu erwarten und zu beobachten sein sollte, sondern als die Beschreibung der (denkmöglichen) Endzustände von Lernprozessen. Unsere theoretischen Bemühungen zielen nun nicht auf eine Prognose dessen, was die Leute in der Situation wohl tun werden, sondern vielmehr auf eine hypothetische Beschreibung dessen, worin ihr Problem besteht, und hieraus folgend auf eine Art Prognose dessen, wie sie sich zur Situation verhalten werden. Darüber, welches die Probleme der Akteure und die institutionellen Erfindungen sind, die sie plausiblerweise machen werden, können wir dann etwas sagen, wenn wir eine Vorstellung darüber haben, ob die genannten Gleichgewichte, falls realisiert, in den Augen der Akteure erwünschte oder unerwünschte Zustände sind. Zwei Fälle sind von Interesse für uns: Die Gleichgewichte sind unerwünscht für alle Spieler (Dilemma-Konstellationen); hier ist die Kooperation aller Akteure für alle profitabel, aber sie ist für den einzelnen Akteur nicht die erste Wahl und daher für alle Akteure riskant. Rationale Akteure befinden sich hier in einer Falle, nämlich in einem unerwünschten Gleichgewicht der Nicht-Kooperation (sie können z. B keine bindenden Versprechen abgeben). Reale Akteure mögen zunächst dennoch kooperieren, vielleicht, weil sie einander aus guten oder schlechten Gründen trauen, oder weil sie gar nicht verstanden haben, was gespielt wird. Dieser Zustand ist aber instabil: Er steht unter Erosionsdruck, falls die Akteure lernfähig sind und dahinter kommen, welche Chancen andere auszubeuten einerseits die Konstellation bietet, und welche Risiken des Ausgebeutet-Werdens andererseits die Kooperation aufweist. Die Gleichgewichte sind erwünschte Zustände, aber nur schwer zu bestimmen und, falls kein Gleichgewicht in dominanten Strategien existiert, nur mit Aufwand auszuwählen. Auch hier ist Kooperation im Interesse aller und obendrein entweder gar nicht riskant (Koordinations-Spiele) oder wenigstens nicht riskanter als Kooperationsverweigerung (vor allem in Chicken-, Assurance-, und Battle of the Sexes-Konstellationen), jedoch bleiben potentielle Kooperationsgewinne unrealisiert, weil die Akteure durch die Kompliziertheit der Situation überfordert sind. Das Problem der Akteure besteht im ersten Fall (Dilemma) darin, das Spiel so abzuändern, dass ein anderes Spiel entsteht, in dem die erwünschte Kooperation zugleich ein Gleichgewicht ist, so dass Lernprozesse gleich welcher Art nicht destruktiv wirken. Die institutionellen Erfindungen, die das Problem bewältigen oder entschärfen, bestehen normalerweise in der Einführung von Handlungsbeschränkungen oder Einbettungen der Konstellation, die opportunis-

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tisches Verhalten unmöglich oder unattraktiv machen (externe Sanktionsmechanismen, Einbettungen in Umgebungen, in denen Reputation erworben und verspielt werden kann usw.; Taylor 1987; Bendor und Mookerjee 1987; Ostrom 1990). Das Problem der Akteure besteht im zweiten Fall (Undurchschaubarkeiten) darin, den erwünschten Lernprozess zu ermöglichen und zu beschleunigen. Die institutionellen Erfindungen, die das Problem lösen oder entschärfen, bestehen normalerweise in der Einführung nicht von Restriktionen des Opportunismus, sondern von Hilfen der Kooperation (Shepsle 1979; Scharpf 2000). Der ökonomische Ansatz hilft uns einerseits, Vermutungen darüber zu bilden, welche Probleme der Akteure innerhalb eines gegebenen institutionellen Rahmens von ihnen eher gut bewältigt werden und welche eher nicht, wie es mit der Stabilität oder Instabilität des institutionellen Arrangements steht, in welcher Richtung institutionelle Anstrengungen zur Problemlösung erwartet werden können. Der Ansatz hilft uns überdies, hiervon ausgehend, bei der Bildung von Hypothesen über die längerfristige Entwicklungsdynamik von Institutionen: Institutionelle Probleme sind immer Mehrebenenprobleme. Ein und dieselbe Institution kann sowohl Handlungsumgebung (mit resultierenden Handlungsproblemen) als auch Problemlösung (im Rahmen eines einbettenden Regelwerks) sein. Wir können um Beispiel Eigentumsrechte als den Rahmen individueller Handlungen ansehen (die durch sie gefördert oder behindert werden); wir können sie aber auch etwa als eine Antwort auf vorgelagerte AllmendeProbleme ansehen. Mit anderen Worten: Institutionen können sehr oft als Antworten auf Probleme gedeutet werden, die von anderen Institutionen erzeugt werden; zugleich können diese Antworten neue Probleme schaffen. So verwendet, ist der ökonomische Ansatz nicht nur ein Instrument der Analyse gegebener Institutionen, sondern auch ein Instrument des Theoretisierens über Pfade der Evolution, auch Sackgassen (North 1990). Evolutionäre „Erklärungen“ sind mit einiger Vorsicht zu genießen, da es ja keinen theoretisch zwingenden Grund gibt, dass eine institutionelle Erfindung, die sich bewährt hat und deren Bewährung theoretisch einleuchtet, auch wirklich gemacht werden musste. Sie sind also ihrer logischen Struktur nach nicht wie Prognosen gebaut: Wir können auf diesem Wege nicht sagen, was institutionell kommen wird und auch nicht, ob das, was gekommen ist, so kommen musste, aber wir können zu jedem gegebenen Institutionenbestand sagen, woran es fehlt, und wir können etwas dazu sagen, warum bestimmte institutionelle Erfindungen gescheitert sind und andere überlebt haben.

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8.

Der ökonomische Ansatz in der normativen Theorie politischer Institutionen

Angebracht scheinen nun noch einige Bemerkungen zur Rolle der ökonomischen Theorie im Rahmen normativer Überlegungen. Hierzu drei Thesen: der ökonomische Ansatz impliziert keine „ökonomistische Blickverengung“, skeptische Akteursfiktionen sind ein gutes Hilfsmittel gegen institutionelles Wunschdenken, kontrafaktische Stilisierungen von Akteuren sind ein gutes Instrument der Untersuchung der Kohärenz von Institutionen. Zur ersten These: Oftmals wird behauptet, der ökonomische Ansatz impliziere eine ökonomistische Zurichtung der Maßstäbe, an denen wir Institutionen und ihre Leistung beurteilen; dies wird gelegentlich auch als die utilitaristische Schlagseite des Ansatzes etikettiert. Nun kann man sicher nicht dagegen behaupten, dass man im Rahmen eines ökonomischen Ansatzes keinesfalls ökonomistisch bzw. utilitaristisch argumentieren könne. Man sollte aber dennoch sehen, dass das nicht nur nicht notwendig so ist, sondern nicht einmal plausibel: Der subjektivistische Nutzenbegriff der Ökonomik lässt ja ganz offen, ob die Akteure ihren Nutzen ausschließlich wirtschaftlich definieren. Er gibt also dem Theoretiker, der nutzenorientierte Maßstäbe für die Beurteilung von Institutionen formulieren will, keine Handhabe, nur wirtschaftliche Maßstäbe zu verwenden. Der allgemeinere Einwand, der ökonomische Ansatz sei vielleicht normativ nicht eng ökonomistisch geprägt, führe aber doch zumindest grundsätzlich zu utilitaristischen Bewertungen (die Maßstäbe des utilitaristischen Philosophen werden typischerweise nicht nur wirtschaftliches Wohlergehen enthalten), ist aus dem gleichen Grund unhaltbar: Der subjektivistische Nutzenbegriff der Ökonomik sorgt ja auch dafür, dass die Summierung individueller Nutzen, wie sie für eine utilitaristische Konzeption typisch sind, nicht ohne weiteres möglich ist. Vielmehr schärft er den Blick dafür, dass die Maßstäbe der Individuen erst einmal unterschiedlich sein werden, und dass es daher einer ausdrücklichen normativen Entscheidung bedarf, bestimmte Maßstäbe zu formulieren. Der ökonomische Ansatz präformiert die Entscheidung über solche Maßstäbe nicht und er nimmt uns diese Entscheidung auch nicht ab. Man kann den Spieß fast umdrehen: Der situationslogische Blickwinkel macht uns besonders aufmerksam dafür, dass wirksame Institutionen die Präferenzen der Individuen nicht lediglich aggregieren, sondern dass sie sie vor allem erst einmal selegieren: Die Leistung von Institutionen besteht in der Kanalisierung, der Ausblendung, sogar der Unterdrückung von möglichen individuel-

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len Nutzenbestandteilen. Jede institutionelle Entscheidung wirft grundlegende moralische Probleme auf – Probleme der Entscheidung über die Gewichtung und die Berücksichtigungswürdigkeit individueller Wünsche. Das ist weit weg von der utilitaristischen Sicherheit des Urteils. Wenn es ein Werturteil gibt, das der ökonomische Ansatz nahe legt, ist es ein recht harmloses und eher triviales Werturteil, das am ehesten als Respekt vor dem Unumstrittenen angesehen werden kann: Es ist das Werturteil, der Philosoph sollte sich nicht leichtfertig über das hinwegsetzen, was unter rationalen Akteuren konsensfähig ist. Zur zweiten These: Die Nützlichkeit skeptischer Fiktionen, die ja eine Spezialität ökonomischen Theoretisierens sind, gegen die Gefahren des institutionellen Wunschdenkens ist kaum bestreitbar. Das einschlägige Argument kann knapp so skizziert werden: Regeln, die nur dann wie gewünscht funktionieren, wenn alle Adressaten sich zuverlässig an ihnen orientieren, belohnen die Regelverletzer, liefern die Braven den Opportunisten aus und sorgen dafür, dass die Braven nicht lange brav bleiben können (das Standardbeispiel ist der leere Kühlschrank in der Wohngemeinschaft, deren Regel lautet, dass jeder freiwillig ersetzt, was er herausgenommen hat). Das Handlungsmodell, das einer intelligenten Regelsetzung zugrunde liegt, sollten also die Opportunisten sein und nicht die Braven. Die zugrundeliegende Behauptung ist selbstverständlich nicht, dass es nur Opportunisten gibt, sondern nur, dass ihre Existenz nicht ausgeschlossen werden kann. Dass es Brave gibt, und dass sie empirisch sogar die Mehrheit darstellen mögen, wird durch diesen Stil der Modellierung nicht bestritten - es ist nur unerheblich. Nicht zu bestreiten ist allerdings, dass man dieses Kind auch mit dem Bade ausschütten kann: Es ist zwar kaum bestreitbar, dass man nicht sehr weit kommt, wenn man Opportunismus in der Institutionenanalyse überhaupt nicht vorsieht. Zugleich ist es aber in vielen Fällen so, dass das reale Funktionieren einer Institution auch nicht erklärbar ist, wenn die Braven in der Modellierung überhaupt nicht auftauchen (eine Institution die noch funktioniert, wenn es einige Korrupte gibt, mag zusammenbrechen, wenn es nur Korrupte gibt; vergleiche nur Dasgupta 1988; Zintl 2002). Im allgemeinen sind wir also gut beraten, unseren Analysen eine Verteilung von Akteurstypen zugrunde zu legen und die Konzentration auf skeptische Fiktionen nicht zum allgemeinen Analyseprinzip zu machen. Zur dritten These: Was hiermit gemeint ist, kann man sich am besten an dem bekannten „Paradoxon der Partizipation“ oder auch „Paradoxon der Wahlbeteiligung“ klarmachen (vergleiche nur Riker und Ordeshook 1973), das eines

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der am meisten missverstandenen Themen im Bereich der ökonomischen Theorie der Politik ist. Das Paradoxon sieht so aus: Wenn die Wähler nur an Politikinhalten orientiert sind, gehen sie nicht zur Wahl: Die Wahrscheinlichkeit, dass ihre Stimme die ausschlaggebende Stimme ist, ist sehr klein; der Erwartungsnutzen der Stimmabgabe ist entsprechend sehr klein; die Kosten der Stimmabgabe sind größer; die Bilanz ist negativ. Auch dann, wenn man die Entscheidung nicht als parametrisch, sondern als strategisch analysiert, bleibt es dabei, dass keine hohe Wahlbeteiligung zu erwarten ist. Dem steht die offensichtliche Tatsache gegenüber, dass reale Wähler zur Wahl gehen. Und zwar, was die Sache noch verschärft, umso mehr, je informierter sie sind - was sie ja eigentlich besser befähigen sollte, sich die Entscheidungssituation klar zu machen. Man deutet das gerne als eine Art Nachweis der Untauglichkeit des ökonomischen Ansatzes, der Wirklichkeit gerecht zu werden. Das ist aber voreilig, denn es ist keineswegs klar, wo das Problem eigentlich liegt. Der ökonomischen Ansatz wird sicherlich nicht widerlegt, da es ja keinen im Ansatz liegenden Grund gibt, die subjektive Entscheidungssituation der Wähler so wie beschrieben zu stilisieren. Sie unterliegen keinem äußeren Druck, ihre Entscheidung, zur Wahl zu gehen oder das zu unterlassen allein daran zu orientieren, welche Wirkung ihre Stimmabgabe auf die politischen Resultate der Wahl hat. Man kann also eigentlich zunächst nur festhalten, dass es sich bei der Entscheidung über politische Partizipation um einen Gegenstand handelt, auf den der ökonomische Ansicht nicht sonderlich gut anwendbar ist. Dennoch ist das Ergebnis theoretisch nicht belanglos - aber nicht deshalb, weil es uns etwas über die Leistungsfähigkeit des ökonomischen Ansatz im Rahmen der positiven Institutionentheorie lehrt, sondern vielmehr, weil es uns etwas über die normativen Probleme der Institution „Wahlen“ lehrt. Die Herausforderung geht an die Demokratietheorie - und zwar an deren Hoffnung auf die spezifische Rationalität der Institution des Wettbewerbs um Stimmen. Die Stilisierung der Wähler als allein an Resultaten interessiert folgt ja nicht aus der Logik des ökonomischen Ansatzes, sondern hat einen theoretischen Grund: Sie liefert das Fundament, auf dem die behauptete Mechanik der Produktion und der Durchsetzung bestimmter politischer Programme beruht: Nur dann, wenn die Wähler an Programmen orientiert wählen, haben die Parteien Anreize, ihr Programmangebot an den Programmpräferenzen der Wähler zu orientieren. Hier also liegt der Grund für die Stilisierung der Wähler als lediglich output-interessiert, die somit hypothetisch ist - und offensichtlich intendiert kontrafaktisch. Was durch sie aufgedeckt wird, ist nicht ein Problem des Ansatzes,

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sondern eines der Institution: Wettbewerb um Stimmen ist demokratisch „rational“, soweit die Wähler an Sachfragen orientiert sind. Wenn sie das aber sind, wählen sie nicht. Wenn sie nun doch wählen, mögen sie selbstverständlich nach wie vor rational sein (eben entsprechend irgendwelchen nicht rein sachorientierten Präferenzordnungen - expressiv, konsumtiv, Bürgerpflicht und so weiter und so fort) - die Frage ist aber, in welchem Sinne das Verfahren rational ist. Die ökonomische Analyse des Prozesses stößt also im vorliegenden Fall gerade nicht auf ihre Grenzen, sondern zeigt im Gegenteil ihre Leistungsfähigkeit als Testverfahren. 8.

Schlussbemerkungen

Insgesamt ist das Fazit recht einfach, das gezogen werden kann, wenn die vorangegangenen Überlegungen stichhaltig sind: Es gibt sicherlich hinreichend Möglichkeiten, den ökonomischen Ansatz in bornierter Weise zu praktizieren. Andererseits macht man sich aber eines schlecht informierten Vorurteils schuldig, wenn man solche bornierten Verwendungsweisen als die den Ansatz charakterisierenden oder auch nur für ihn typischen ansieht. Zugleich begibt man sich auf diese Weise eines im Rahmen seiner Reichweite sehr leistungsfähigen Instruments der Theoriebildung, sowohl im Bereich der positiven wie im Bereich der normativen politischen Theorie. 9.

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Autorenverzeichnis Michael Bechtel Doktorand am Fachbereich für Politik- und Verwaltungswissenschaft der Universität Konstanz [email protected]. Axel Becker Wissenschaftlicher Mitarbeiter am Lehrstuhl für Politische Wissenschaft I der Universität Mannheim [email protected] Steffen Ganghof Juniorprofessor an der Universität Mannheim und „Project Associate“ am MaxPlanck-Institut für Gesellschaftsforschung [email protected] Jens Hainmueller Doktorand am Government Department und Graduate Associate am Institute for Quantitative Social Science der Harvard University [email protected] Michael Herrmann Wissenschaftlicher Mitarbeiter am Mannheimer Zentrum für Europäische Sozialforschung [email protected] Christoph Hönnige Wissenschaftlicher Mitarbeiter am Lehrstuhl für Vergleichende Politikwissenschaft der Universität Potsdam [email protected] Holger Lutz Kern Doktorand am Government Department der Cornell University und Graduate Associate am Institute for Quantitative Social Science der Harvard University [email protected]

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Clemens Kroneberg Wissenschaftlicher Assistent an der Fakultät für Sozialwissenschaften der Universität Mannheim [email protected] Christian Martin Juniorprofessor und Mitglied des Centrums für Globalisierung und Governance der Universität Hamburg [email protected] Thomas Plümper Reader am Department of Government an der University of Essex [email protected] Susumu Shikano Wissenschaftlicher Mitarbeiter am Lehrstuhl für Politische Wissenschaft I der Universität Mannheim [email protected] Paul W. Thurner Privatdozent am Lehrstuhl für Politische Wissenschaft I der Universität Mannheim und Projektleiter am Mannheimer Zentrum für Europäische Sozialforschung [email protected] Reinhard Zintl Inhaber des Lehrstuhls für Politikwissenschaft I der Universität Bamberg [email protected]

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