Frühere Arbeiten haben gezeigt, dass sich die traditionelle Differenz zwischen den Geschlechtern bei der Wahlentscheidung im Zeitverlauf grundsätzlich gewandelt hat. Neben der zunehmenden Wahl von progressiveren Parteien aus dem linken Lager durch Frauen wird insbesondere der Effekt von weiblichen Kandidaten auf die Wahlentscheidung diskutiert. Bisher wurden diese internationalen Befunde kaum auf den deutschen Kontext angewandt. Die vorliegende Untersuchung legt den Schwerpunkt der empirischen Analyse auf die Landtagswahlen von 2016, um zu zeigen, inwieweit das Geschlecht einen kausalen Effekt auf die Wahlentscheidung ausübt. Allerdings zeigen die Ergebnisse basierenden auf zwei Modellierungsstrategien keine Bestätigung für frühere Forschungsergebnisse.
Inhaltsverzeichnis
1. Einleitung
2. Theorie und Forschungsstand
3. Methodik und Operationalisierung
4. Empirische Ergebnisse
5. Fazit
6. Appendix
Abstract:
Frühere Arbeiten haben gezeigt, dass sich die traditionelle Differenz zwischen den Geschlechtern bei der Wahlentscheidung im Zeitverlauf grundsätzlich gewandelt hat. Neben der zunehmenden Wahl von progressiveren Parteien aus dem linken Lager durch Frauen wird insbesondere der Effekt von weiblichen Kandidaten auf die Wahlentscheidung diskutiert. Bisher wurden diese internationalen Befunde kaum auf den deutschen Kontext angewandt. Die vorliegende Untersuchung legt den Schwerpunkt der empirischen Analyse auf die Landtagswahlen von 2016, um zu zeigen, inwieweit das Geschlecht einen kausalen Effekt auf die Wahlentscheidung ausübt. Allerdings zeigen die Ergebnisse basierenden auf zwei Modellierungsstrategien keine Bestätigung für frühere Forschungsergebnisse.
Abbildungsverzeichnis:
Abbildung 1: Positive Bewertung traditioneller Gesellschaftspolitik
Abbildung 2: Marginale Effekte für den Einfluss des Geschlechts auf die Wahlabsicht
Abbildung 3: Marginaler Effekt für den Einfluss des Geschlechts auf die Wahlabsicht
Abbildung 4: Marginaler Effekt für das Einkommen nach Geschlecht
Abbildung 5: Marginaler Effekt für das Einkommen nach Geschlecht
Abbildung 6: Marginaler Effekt für die Kirchgangshäufigkeit nach Geschlecht
Tabellenverzeichnis:
Tabelle 1: Nominale Logistische Regression mit der Bildungsvariablen
Tabelle 2: Nominale Logistische Regression ohne die Bildungsvariable
Tabelle 3: Logistische Regression für die Wahl einer Partei mit einem weiblichen Spitzenkandidaten
Tabelle 4: Einfluss der einzelnen Kontrollvariablen
1. Einleitung
Bis in die 1980er Jahre wiesen Frauen im Unterschied zu Männern konservativere Einstellungen auf und wählten häufiger Parteien aus dem konservativen Spektrum (Campbell et al. 1960; Inglehart und Norris 2000). Die Erklärung für diesen traditionellen „gender gap“ lag laut Inglehart und Norris (2000: 443) in strukturellen Unterschieden hinsichtlich Religiosität, der Erwerbsbeteiligung von Frauen sowie der engen Bindung zwischen christdemokratischen Parteien und der Kirche in mehreren Ländern. Allerdings kann ab den 1980er Jahren ein Wandel hinsichtlich des Wahlverhaltens, etwa in der USA hin zur Demokratischen Partei (Wirls 1986; Box-Steffensmeier et al. 2004) oder linken Parteien in den meisten europäischen Ländern (Giger 2009) sowie in weiteren etablierten Demokratien, beobachtet werden (Inglehart und Norris 2000).
Der Einfluss des Geschlechts auf die Wahlentscheidung wird insbesondere in der US- amerikanisch geprägten Forschung eine wichtige Rolle zugesprochen, wie auch Setzler und Yanus (2018: 526) in ihrer Analyse der Wählerschafts Trumps zeigen. In der deutschen Forschung wiederum nehmen die von Lipset und Rokkan (1967) identifizierten Konfliktlinien eine zentrale Rolle ein. Allerdings kann auch in Deutschland seit den späten 60er Jahren beobachtet werden, dass Frauen häufig für Parteien des linken Spektrums und weniger für Parteien und Kandidaten aus dem konservativen Lager stimmten (Neu 2004: 6-11).
Die vorliegende Arbeit greift die Diskussion über den Einfluss des Geschlechts auf die Wahlentscheidung auf und analysiert - unter Rückgriff auf weitere theoretische und empirische Ansätze - dessen Einfluss in den Landtagswahlen von 2016 auf die Wahlentscheidung. So argumentiert die vorliegende Arbeit unter Rückgriff auf den von Wängnerud (2009) identifizierten Zusammenhang zwischen deskriptiver und substantieller Repräsentation, dass Frauen einen stärkeren Nutzen aufweisen Parteien mit einem weiblichen Spitzenkandidaten zu wählen.
Zur Untersuchung der beiden Forschungsstränge werden nach der Darlegung der Theorie und des Forschungsstandes zwei methodisch-statistischen Vorgehensweisen erläutert. So kann in der empirischen Analyse gezeigt werden, dass in den Landtagswahlkämpfen Frauen weniger wahrscheinlich Parteien aus dem rechteren Spektrum wählen, allerdings auch kein signifikanter Effekt für die Wahl einer progressiveren Partei vorliegt. Für den kausalen Zusammenhang zwischen dem Geschlecht und der Wahl einer Partei mit einem weiblichen Spitzenkandidaten liegt wiederum kein durchgängiger Effekt vor. Vielmehr zeigt die Untersuchung, dass die Einstellung die Wahl einer Partei mit einem weiblichen Spitzenkandidaten beeinflusst hat. Die Ergebnisse für beide Untersuchungen werden abschließend diskutiert und in Bezug zur Forschung gesetzt.
2. Theorie und Forschungsstand
Die theoretische Basis für die Klärung des Einflusses des Geschlechtes auf das Wahlverhalten wird im folgenden Kapitel erläutert. Im Gegensatz zu einem zentralen theoretischen Erklärungsansatz für das Wahlverhalten von Lipset und Rokkan (1967) stellt das Geschlecht keinen Erklärungsfaktor für das individuelle Wahlverhalten dar. Vielmehr bilden die Konfliktlinien zwischen ökonomischen und religiösen Interessenslagen die zentrale Erklärung. Allerdings verweist Lipset (1960: 217) auf die bevorzugte Wahl von konservativen Parteien durch Frauen hin. Dies lässt sich auf deren konservativeren Werte sowie die fehlende Involvierung in offene und große Kommunikationsnetzwerke zurückführen. Daneben bildeten die geringe Erwerbsbeteiligung von Frauen und die starke Religiosität ein weiterer Erklärungsfaktor für die bis in die 70er Jahre bevorzugte Wahl konservativer Parteien (Inglehart und Norris 2000: 443-447).
Allerdings kann auf den Wandel hinsichtlich des Wahlverhaltens aufgrund der Zunahme von Frauen in Beschäftigungsverhältnissen, der Zunahme von Scheidungen sowie der Abnahme der prägenden Kraft der Religion hingewiesen werden. So zeigen Manza und Brooks (1998: 1261-1262), dass ein zentraler Faktor für den „modern gender gap“ die zunehmende Erwerbsbeteiligung von Frauen darstellt. Diese führt zu einer stärkeren Teilhabe am sozialen Leben und der stärkeren Nachfrage nach Sozialleistungen, deren Einführung von linken Parteien vertreten wird (Corbetta und Cavazza 2008: 276). Daneben sind die steigenden Scheidungsraten zu nennen, welche die Ursache für ein modernes Geschlechtergefälle bilden, da Frauen in der Regel nach der Scheidung schlechter gestellt sind (vgl. Manza und Brooks 1998: 1259). Infolgedessen wählen Frauen linke Parteien, welche den Wohlfahrtsstaat ausbauen, um so die eigene soziale Situation zu verbessern (Giger 2009: 479). Diese Erklärungen für den Wandel im geschlechtsspezifischen Wahlverhalten basieren somit auf der geringen Arbeitsmarktbeteiligung und dem daraus resultierenden Einfluss von nichtwirtschaftlichen Erwägungen auf die Wahlentscheidung. Über dies hat die Bedeutung der Religion und der Kirche als verhaltensprägende Institutionen im Zeitverlauf abgenommen, wodurch sich die traditionelle Einstellungen und Rollenverständnisse gewandelt haben (Emmenegger und Manow 2014: 169).
Der Einfluss des Geschlechts auf die Wahlentscheidung wurde sowohl in ländervergleichenden, als auch in Einzelfalluntersuchungen bestätigt. So zeigt insbesondere Giger (2009: 489) in einer Längsschnitt-Untersuchung für zwölf europäische Länder, dass die geschlechtsspezifischen Unterschiede beim Wählen eine ähnliche Entwicklung aufweisen, wie in den USA, wobei die Entwicklung zwischen den Ländern unterschiedlich schnell erfolgt. Abendschoen und Steinmetz (2014: 339) verweisen darauf, dass neben individuellen Merkmalen sowohl sozio-strukturelle als auch kulturell geprägte Länderfaktoren zum Verständnis der länderübergreifenden Unterschiede in modernen geschlechtsspezifischen Wahlgefälle beitragen. In der Untersuchung einzelner Länder konnte zudem gezeigt werden, dass Frauen nicht als homogene, sondern vielmehr heterogene Einheit aufzufassen sind. Barisione (2014: 127) kommt zu dem Schluss, dass Hausfrauen in Italien weiterhin Mitte-rechts-Parteien wählten, was auf einen Einfluss des Berufs bei der Wahlentscheidung von Frauen hinweist. Für Deutschland wiederrum konnte Debus (2016: 290) für die Bundestagswahlen von 1998 bis 2013 zeigen, dass kein durchgängiger Effekt für das interessegeleitete Wählen von Frauen und der damit verbundenen niedrigen Wahrscheinlichkeit der Wahl der Unionspartei und somit ein „modern gender gap“ vorlag.
Auf Grundlage der dargelegten theoretischen Ansätze und der Befunde für den Einfluss des Geschlechts auf die individuelle Wahlentscheidung ist folgende Hypothese zu formulieren: Wenn Frauen bei den Landtagswahlen interessengeleitet wählen, dann sollte die Chance höher sein, dass sich weibliche Wähler für die Wahl einer progressiveren Partei entscheiden (modern-gender gap).
Ein weiterer Erklärungsansatz für geschlechtsspezifisches Wahlverhalten bildet der „same-gender-voting“-Ansatz, der von einer Unterstützung männlicher Kandidaten durch männliche Wähler und weibliche Kandidatinnen durch weibliche Wähler ausgeht (Holli und Wass 2010: 610-618). Das theoretische Argument hinter dieser Annahme basiert auf den Befunden hinsichtlich der deskriptiven und substantiellen Repräsentation von sozialen Gruppen im politischen Prozess. So verweist Wängnerud (2009: 54-60) auf den Zusammenhang zwischen dem Anteil von Frauen im Parlament und der stärkeren Verankerung von frauenspezifischen Interessen in der Gesetzgebung. Denn weibliche Abgeordnete gehen aufgrund gemeinsamer Erfahrungen und Probleme der weiblichen Bevölkerung stärker auf frauenspezifische Themen im politischen Prozess als Männer ein (Phillips 2003: 62-67). Die Annahme der besseren Durchsetzung weiblicher Interessen aufgrund des gemeinsamen Geschlechts wurde dabei bestätigt (Mansbridge 1999: 652654). Somit kann argumentiert werden, dass Frauen verstärkt weibliche Vertreter wählen, um sicherzustellen, dass ihre Interessenvertretung gewährleistet wird. So zeigen Holli und Wass (2010: 622) in ihrer Analyse für Finnland, dass das Geschlecht der Kandidaten eine Rolle spielt und Wählerinnen verstärkt weiblichen Kandidaten ihre Stimme geben. Auf Basis der Theorien und der Ergebnisse früherer Analysen kann für die Untersuchung der Landtagwahlkämpfe auf den Einfluss des Geschlechts folgende Hypothese formuliert werden: Wenn der Kandidat einer Partei weiblich ist, dann ist die Wahrscheinlichkeit höher, dass weibliche Wähler diese wählen (same-gender-voting).
Im Anschluss werden die beiden Hypothesen operationalisiert sowie die methodische Vorgehensweise erläutert. Im daran anschließenden Kapitel werden die Ergebnisse interpretiert.
3. Methodik und Operationalisierung
Für die Untersuchung der beiden Hypothesen werden die GLES-Wahlkampfstudien von 2016 für Baden-Württemberg, Rheinland-Pfalz, Sachsen-Anhalt und Mecklenburg- Vorpommern herangezogen. Diese eignen sich aufgrund ihrer Ähnlichkeit hinsichtlich der Kontextfaktoren sowie der umfassenden Datenbasis zur Operationalisierung. Die empirische Analyse ist dabei in zwei Modellierungsstrategien unterteilt.
So kann die erste Hypothese nur auf Basis der Daten für die Befragten in RheinlandPfalz, Sachsen-Anhalt und Mecklenburg-Vorpommern untersucht werden. Denn in Baden-Württemberg wird in den Wahlkreisen nur der betreffende Kandidat des jeweiligen Wahlkreises gewählt, wodurch Landeslisten weggefallen. Aus diesem Grund ist die Frage nach den Zweitstimmen und somit der Parteiwahl im Datensatz für Baden- Württemberg nicht enthalten.
Somit bildet die abhängige Variable in der Untersuchung der modern-gender-gap- Hypothese die beabsichtige Vergabe der Zweitstimme. Hierzu wurde die Variable umcodiert und eine neue mit sieben Kategorien gebildet: (0) Andere Partei, (1) CDU; (2) SPD, (3) FDP, (4)Die Grünen, (5) Die Linke, (6) AfD. Die Befragten, die Ich weiß nicht geantwortet haben, wurden als fehlende Werte behandelt. Somit bildet die Variable die Wahlabsicht hinsichtlich einer Partei. Die zentrale unabhängige Variable bildet das Geschlecht der Befragten, welche als Dummyvariable mit (1) für Frauen und (0) für Männer codiert wurde.
Daneben wurde die Altersvariable als Kontrollvariable im Datensatz erstellt, indem die Frage nach dem Geburtsjahr der Befragten mit dem Jahr der Landtagswahl subtrahiert wurde. Somit ergibt sich eine intervallskalierte Variable die von 18 bis 87 Jahre reicht. Für den Einfluss des Alters auf die Wahlentscheidung identifiziert Goerres (2008: 302) keinen eindeutigen Effekt, sondern sieht zudem Makroindkatoren als bedeutsam an, die mit dem Alter interagieren. Gleichzeitig kann auf Grundlage des modern-gender-gap Ansatzes postuliert werden, dass alte Rollenbilder und Erfahrungen aufgrund der Erwerbstätigkeit weniger oder kaum bei älteren Individuen vorhanden sind.
Basierend auf der Cleveage-Theorie von Lipset und Rokkan (1967) ergeben sich zudem soziostrukturelle Merkmale, die das Wahlverhalten beeinflussen. So werden das Nettoeinkommen von (1) unter 500 Euro bis (13) 10000 Euro und mehr sowie der Bildungsabschluss als kategoriale Variable in die Untersuchung mitaufgenommen um den Einfluss, der sozioökonomischen Merkmale auf das Wahlverhalten zu kontrollieren.
Basierend auf der Cleveage-Theorie wird die Anzahl der Kirchenbesuche von (1) nie bis (7) öfter als weitere Kontrollvariable in das Modell aufgenommen. Ellf und Rossteutscher (2011: 120) zeigen in ihrer Untersuchung seit den Bundestagswahlen von 1994, dass eine religiöse Konfliktlinie weiterhin einen Einfluss auf die Parteiwahl einnimmt. Somit kann in der vorliegenden Untersuchung untersucht werden, inwieweit dies auch in den Landtagswahlen zutrifft. Gleichzeitig zeigt Duncan (2015: 587), dass sich die Anzahl der Gottesdienstbesuche positiv auf die Wahl einer konservativen oder christdemokratischen Partei auswirkt. Aufgrund ihrer sieben Ausprägungen wurde die Variable zudem als quasi-metrisch behandelt, da eine sinnvolle Randordnung der Kategorien vorliegt. Als letzte Kontrollvariable auf der Individualebene wurde die LinksRechts-Selbsteinschätzung der Befragten in die Analyse mitaufgenommen. So kann der Zusammenhang zwischen Ideologischer Selbsteinschätzung und Wahlentscheidung kontrolliert werden. Neundorf (2012: 245) identifizierte in ihrer Untersuchung konstante Muster einer ideologischen Wahlentscheidung in Deutschland. Aufgrund der in der Stichprobe enthaltenen Bundesländer aus Ost- und Westdeutschland wurde zudem eine Dummyvariable erstellt. Diese wurde mit (1) für Ostdeutschland und (0) für Westdeutschland codiert. So zeigt Mannewitz (2017: 230), dass insbesondere in Ostdeutschland im Zeitverlauf stärker Parteien aus dem linken Lager gewählt wurden. Somit wird der Effekt des jeweiligen regionalen Kontexts auf die Wahlentscheidung kontrolliert.
Zur Untersuchung der zweiten Hypothese wird die beabsichtige Vergabe der Erststimme verwendet. In diesem Fall können die Daten aller Befragten aus den vier Bundesländern verwendet werden. Für die Untersuchung des Zusammenhangs zwischen dem Geschlecht und dessen Einfluss auf die Wahl eines weiblichen Repräsentanten wurde eine Dummyvariable gebildet. Diese codiert alle Befragten mit 1, die für eine Partei gestimmt haben, die einen weiblichen Spitzenkandidaten im jeweiligen Landtagswahlkampf aufgestellt haben. Dahingegen bildet die Referenzkategorie alle Stimmabgaben für eine Partei mit einem männlichen Spitzenkandidaten. Im Appendix ist eine Übersicht enthalten. Daneben wurden ebenfalls die unabhängige sowie die Kontrollvariable aus der ersten Untersuchung für die „same-gender“ Hypothese in das Modell aufgenommen. Aufgrund der Dummycodierung der abhängigen Variablen werden zur Untersuchung dieser Hypothese fünf logistische Regressionsmodelle gerechnet, die den kausalen Effekt des Geschlechts auf das Wahlverhalten schätzen.
4. Empirische Ergebnisse
Im Folgenden wird auf den Einfluss des Geschlechts auf die Parteienwahl in RheinlandPfalz, Sachsen-Anhalt und Mecklenburg Vorpommern eingegangen. Hierzu wurde eine multinominale logistische Regression geschätzt. Diese kann laut Kohler und Kreuter (2012: 371) verwendet werden, wenn die abhängige Variable mehr als zwei Kategorien aufweist, welche nicht in eine Rangordnung gebracht werden können. So wird eine Kategorie der abhängigen Variable auf null gesetzt, um so eine Schätzung der anderen Kategorien zu ermöglichen. Für die abhängige Variable der Vergabe der Zeitstimme liegen sieben Ausprägungen vor. So wurde die Wahl der CDU/CSU als Referenzkategorie gewählt. Dies erfolgt aus zwei Gründen: Erstens positioniert sich die CDU/CSU bei der positiven Bewertung traditioneller gesellschaftlicher Werte, wie der Abbildung 1 zu entnehmen ist, genau zwischen den weitern Parteien. Zweitens wählten Frauen, wie bereits genannt, bis in die 60er Jahre insbesondere die CDU/CSU. Somit müssten auf Basis der modern-gender-Hypothese Frauen stärker progressivere Parteien wählen im Vergleich zur Wahl der CDU/CSU. Aus den genannten Gründen wurde für alle weiteren Ausprägungen der abhängigen Variable vier multinominale logistische Regressionsmodelle geschätzt. Im ersten Modell wurde nur der Effekt des Geschlechts auf die Parteiwahl im Vergleich zur Wahl der CDU/CSU geschätzt. Im zweiten Modell wurde das Alter als Kontrollvariable hinzugefügt und im dritten Model alle weiteren Kontrollvariablen.
Abbildung in dieser Leseprobe nicht enthalten
Abbildung 1: Positive Bewertung traditioneller Gesellschaftspolitik
Quelle: Manifesto-Project, Eigene Darstellung
Aufgrund des Umfangs der Regressionstabelle ist in Tabelle 1 nur das dritte Modell mit allen Kontrollvariablen aufgeführt. Die Schätzung des Effekts des Geschlechts sowie der Kontrollvariable Alter sind im Appendix aufgeführt. So besitzt das Geschlecht nur für die Wahl der FDP, der Linken der AfD oder einer anderen Partei einen in allen drei Modellen signifikanten Effekt von p<0,05. Somit haben Frauen im Vergleich zu Männern eine niedrigere Wahrscheinlichkeit, eine der genannten Partei zu wählen als die CDU/CSU unter Kontrolle aller im Modell enthaltenen Variablen. Im Anschluss wurde für Modell 3 der Variance Inflaction Factor berechnet, um so mögliche Probleme hinsichtlich der Multikollinearität der unabhängigen Variablen zu identifizieren. In Tabelle 1 im Appendix sind die Faktoren aufgeführt. Cohen et al. (2010: 423) verweisen dabei auf ein erhebliches Problem im Hinblick auf Multikollinearität, wenn ein VIF-Wert den Wert zehn übersteigt. Aus diesem Grund wurde, um die Verkleinerung der Stichprobe zu verhindern, das Modell ohne die Bildungsvariable erneut geschätzt.
Tabelle 1: Nominale Logistische Regression mit der Bildungsvariablen
Abbildung in dieser Leseprobe nicht enthalten
Standardfehler in Klammern; * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001; Weiblich: 1-Frauen, 2-Männer, Referenzkategorie: 1_Frauen Ostdeutschland: 1-Individuuen in Ostdeutschland, 0-Individuuen in Westdeutschland, Referenzkategorie: 1-Indviduuen in Ostdeutschland; Bildung: 0-Kein Schulabschluss , 1-Hauptschule, 2-Realschule, 3-Fachhochschulereife, 4-Abitur, 5-Schüler, Referenzkategorie: 0-Kein Schulabschluss Die Schätzung in Tabelle 2 zeigt dabei den zuvor interpretierten Effekt des Geschlechts auf die Wahl der FDP, der Linken, der AfD oder einer anderen Partei im Vergleich zur Wahl der CDU/CSU. Für die Wahl der Grünen im Vergleich zur Wahl der CDU/CSU liegt wiederum ein positiver aber insignifikanter Wert vor. Auch für die Wahl der SPD im Vergleich zur Wahl der CDU/CU liegt ein insignifikanter Effekt vor, wobei dieser zudem negativ wäre.
Tabelle 2: Nominale Logistische Regression ohne die Bildungsvariable
Abbildung in dieser Leseprobe nicht enthalten
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- Citar trabajo
- Max Krampert (Autor), 2019, Welchen Effekt hat das Geschlecht auf das individuelle Wahlverhalten in den Landtagswahlen von 2016?, Múnich, GRIN Verlag, https://www.grin.com/document/1141540
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