Das Wahlrecht der Bundesrepublik bei Wahlen zum deutschen Bundestag ermöglicht es, zwei Stimmen abzugeben. Mit der ersten Stimme wählt der Bürger einen Wahlkreisabgeordneten, mit der Zweitstimme eine starre Parteiliste (Vgl. BWG §§ 4-6). Dieser Wahlmodus, der auch als personalisierte Verhältniswahl bezeichnet wird, wurde 1953 auch, aber nicht nur mit dem Ziel eingeführt, den Bürgern eine größere Freiheit bei der Stimmabgabe einzuräumen (Vgl. Schoen2000: 361). Durch die Wahl eines Direktkandidaten im Wahlkreis sollte darüber hinaus gewährleistet werden, dass die Wähler sich mit dems päter direkt gewählten Abgeordneten aus ihrem Wahlkreis identifizieren können. In der Praxis lässt sich aber kaum von einer echten Persönlichkeitswahl durch die Erststimme sprechen, denn die meisten Wähler kennen die Kandidaten nicht, die sich in ihrem Wahlkreis um ein Direktmandat bewerben (Vgl. Behnke/Hergert/Bader2004: 3).Dennoch sind unterschiedliche Stimmverteilungen bei Erst-und Zweitstimme möglich und werden auch genutzt. Erfolgt die Stimmabgabe der zwei Stimmen auf eine Partei, so kann von einem „straight ticket“ gesprochen werden. Die Verteilung der Stimmen auf unterschiedliche Parteien, also das Wahlverhalten welches ein solches Zweistimmensystem erst ermöglicht, wird als „split ticket“ bezeichnet. Dabei bezieht sich der Terminus „split ticket“ allgemein auf die Aufteilung von möglichen Stimmen und hat in verschiedenen politischen Systemen unterschiedliche Bedeutungen. (...) Bei Bundestagswahlen hingegen stehen dem Elektorat zwei Stimmen zur Wahl des Parlamentes zur Verfügung, wobei die Zweitstimme, von Überhangmandaten abgesehen, die Stimme ist, welche über die Verteilung der Sitze entscheidet. (...) Auf Grund der quantitativen Steigerung von Stimmensplitting und der damit einhergehenden zunehmenden Bedeutungen dieser Wählerschicht soll das Wahlverhalten in Deutschland anhand der Wahlstudie von Falter etal.(ZA4301) von 1994 bis 2002 mit dem Erkenntnisinteresse, welche Bevölkerungsgruppen bei den Bundestagswahlen 1998 und 2002 eher zum Splittingverhalten neigen, betrachtet werden.Zunächst wird hierfür die Untersuchungsmethode der binärenlogistischen Regression kurz vorgestellt und danach theoriegeleitet Hypothesen aufgestellt und überprüft,die in ihrer Form der Untersuchungsmethode entsprechend formuliert sind. Abschließend werden die Ergebnisse zusammengefasst und ein kurzer Ausblick geboten.
Inhalt
1 EINLEITUNG
2 ZUR METHODE DER BINÄREN LOGISTISCHEN REGRESSION
3 THEORETISCHER HINTERGRUND UND HYPOTHESEN
4 DATENGRUNDLAGE UND OPERATIONALISIERUNG
5 DESKRIPTIVE ERGEBNISSE
6 ERGEBNISSE DER BINÄREN LOGISTISCHEN REGRESSION
7 ZUSAMMENFASSUNG UND AUSBLICK
8 LITERATURVERZEICHNIS
ANHANG: SPSS SYNTAX
1 Einleitung
Das Wahlrecht der Bundesrepublik bei Wahlen zum deutschen Bundestag ermöglicht es zwei Stimmen abzugeben. Mit der ersten Stimme wählt der Bürger einen Wahlkreisabgeordneten, mit der Zweitstimme eine starre Parteiliste (Vgl. BWG §§ 4-6). Dieser Wahlmodus, der auch als personalisierte Verhältniswahl bezeichnet wird, wurde 1953 auch, aber nicht nur mit dem Ziel eingeführt, den Bürgern eine größere Freiheit bei der Stimmabgabe einzuräumen (Vgl. Schoen 2000: 361). Durch die Wahl eines Direktkandidaten im Wahlkreis sollte darüber hinaus gewährleistet werden, dass die Wähler sich mit dem später direkt gewählten Abgeordneten aus ihrem Wahlkreis identifizieren können. In der Praxis lässt sich aber kaum von einer echten Persönlichkeitswahl durch die Erststimme sprechen, denn die meisten Wähler kennen die Kandidaten nicht, die sich in ihrem Wahlkreis um ein Direktmandat bewerben (Vgl. Behnke/Hergert/Bader 2004: 3). Dennoch sind unterschiedliche Stimmverteilungen bei Erst- und Zweitstimme möglich und werden auch genutzt.
Erfolgt die Stimmabgabe der zwei Stimmen auf eine Partei, so kann von einem „straight ticket“ gesprochen werden. Die Verteilung der Stimmen auf unterschiedliche Parteien, also das Wahlverhalten welches ein solches Zweistimmensystem erst ermöglicht, wird als „split ticket“ bezeichnet. Dabei bezieht sich der Terminus „split ticket“ allgemein auf die Aufteilung von möglichen Stimmen und hat in verschiedenen politischen Systemen unterschiedliche Bedeutungen. „In the United States, ticket splitting is defined as selecting candidates of different parties for different types of offices (e.g., voting for a Democratic president and for a Republican senator and/ or representative). In bicameral parliamentary systems in which elections of both houses are held on the same day, a split ticket can be defined as voting for different parties for the two houses” (Pappi/Thurner 2002: 208). Bei Bundestagswahlen hingegen stehen dem Elektorat zwei Stimmen zur Wahl des Parlamentes zur Verfügung, wobei die Zweitstimme, von Überhangmandaten abgesehen, die Stimme ist, welche über die Verteilung der Sitze entscheidet. Durch die unterschiedlichen Formen von Stimmensplitting sollte sich davor gehütet werden, bestimmte Konstellationen des Wahlverhaltens in einem Land auf ein anderes mit unterschiedlicher Stimmensplittinglogik zu übertragen, auch wenn darunter die Anschlussfähigkeit internationaler empirischer Wahlforschung leidet. Beispielsweise haben in den USA beide Stimmen wirklichen Einfluss auf die Zusammensetzung politischer Organe, während in Deutschland die Zweitstimme ausschlaggebend ist (Vgl. Schoen 2000: 365).
Obwohl im Verhältnis zu anderen „split tickets“ die tatsächlichen politischen Implikationen in Deutschland relativ gering sind, hat sich der Anteil der Splitter bei Bundestagswahlen von einem konstanten Niveau von 6 bis 9 Prozent im Zeitraum von 1957 bis 1976 ab den 80er Jahren kontinuierlich gesteigert, auf ca. 20 Prozent bis 1998 (Vgl. Hilmer/Schleyer 2000: 174).
Auf Grund der quantitativen Steigerung von Stimmensplitting und der damit einhergehenden zunehmenden Bedeutungen dieser Wählerschicht soll das Wahlverhalten in Deutschland anhand der Wahlstudie von Falter et al. (ZA4301) von 1994 bis 2002 mit dem Erkenntnisinteresse, welche Bevölkerungsgruppen bei den Bundestagswahlen 1998 und 2002 eher zum Splittingverhalten neigen, betrachtet werden. Zunächst wird hierfür die Untersuchungsmethode der binären logistischen Regression kurz vorgestellt und danach theoriegeleitet Hypothesen aufgestellt und überprüft, die in ihrer Form der Untersuchungsmethode entsprechend formuliert sind. Abschließend werden die Ergebnisse zusammengefasst und ein kurzer Ausblick geboten.
2 Zur Methode der binären logistischen Regression
Die logistische Regression ist eine für die Sozialwissenschaften bedeutende Methode, denn sie erlaubt - im Gegensatz zu linearen Regressionsansätzen - die Betrachtung abhängiger Variablen, die nicht-metrisch skaliert sind. Solche nominalskalierten Daten werden deutlich häufiger erhoben, auch weil sie Aufschluss über qualitative Sachverhalte liefern. Die binäre logistische Regression ist eine Methode, mit deren Hilfe Eintrittswahrscheinlichkeiten über die dichotome abhängige Variable durch unabhängige Variablen abgeleitet werden können. Dabei können die Prädiktoren „sowohl mit metrischem als auch mit nicht-metrischem Skalenniveau in die Analyse eingehen, wobei diese auch „gemischt“ in einer Analyse auftreten können“ (Backhaus et al. 2003: 434). Die binäre logistische Regression stellt daher verglichen mit anderen Verfahren geringe Anforderungen an das Skalenniveau der Daten.
Die errechneten Wahrscheinlichkeitsverteilungen weisen einen s-förmigen Verlauf auf und unterstellen damit einen nicht-linearen Zusammenhang (Vgl. Backhaus et al. 2003: 432). Für bestimmte theoretische Konzepte gilt diese Prämisse als sachlogisch angemessener.
„Ausgedrückt wird damit eine Art „Sättigungs“-Effekt, der darin besteht, dass Änderungen der unabhängigen Variablen in den Extrembereichen noch nicht bzw. nicht mehr zu wesentlichen Änderungen der Eintrittswahrscheinlichkeit führen“ (Diaz-Bone: 3). Für den hier zu untersuchenden Zusammenhang des vermuteten Splittingverhaltens bestimmter Bevölkerungsgruppen gibt es jedoch keinen Anlass, einen solchen Effekt theoriegeleitet zu unterstellen.
Die Methode wird auf Grund ihrer geringen Anforderungen an das Skalenniveau der Daten gewählt, nicht wegen des Verlaufs der Verteilung der Eintrittswahrscheinlichkeiten. Ausschlaggebend ist der Fakt, dass entweder ein „straight ticket“ oder ein „split ticket“ abgegeben werden kann und damit die abhängige Variable sachlogisch nur dichotomen Charakter hat. Lineare Regressionsansätze scheiden für die Untersuchung damit aus. Um die Nicht-Linearität der logistischen Regression in den theoretischen Überlegungen trotzdem zu berücksichtigen, werden die Hypothesen nicht in einer Je-desto-Form zwischen abhängiger und unabhängiger Variable formuliert, was Linearität unterstellen würde, sondern in einer Form, welche die Wahrscheinlichkeit des Eintretens der abhängigen Variable durch die Prädiktoren in eine bestimmte Richtung ausweist.
Die in Kapitel 6 dargestellten Effektkoeffizienten (Exp (bj)) lassen sich dabei wie folgt interpretieren. Der Koeffizient wird verwendet, weil die Regressionskoeffizienten auf Grund des logistischen Funktionsverlaufs nur schwerlich zu interpretieren sind (Vgl. Backhaus et al. 2003: 441). Eine praktikablere Interpretation liefert der Effektkoeffizient. Dieser berücksichtigt das Verhältnis von Eintrittswahrscheinlichkeit zu Nichteintrittswahrscheinlichkeit und gibt „den Faktor für die Vervielfachung des Wahrscheinlichkeitsverhältnisses (des Odds) an, wenn die Ausprägung der zugehörigen exogenen Variablen um eine Einheit erhöht wird“ (Diaz-Bone/Künemund: 8), so dass darüber Aussagen über die Richtung und Stärke des Zusammenhanges gemacht werden können. Dabei realisiert Exp (bj) Werte von größer 0 bis + 8 . Werte zwischen 0 und <1 verringern dabei das Wahrscheinlichkeitsverhältnis, Werte >1 vergrößern es (Vgl. Diaz-Bone: 7).
Zusätzlich wird als globales Gütemaß zur Beurteilung der Gesamtstruktur des Modells in Kapitel 6 Nagelkerkes Pseudo-R² für die einzelnen Schritte ausgegeben. Es ist das einzige Maß, welches theoretisch den Maximalwert von 1 erreichen kann (Vgl. Diaz-Bone: 13). Die Höhe des Wertes kann aber nicht analog zum Determinationskoeffizienten R² aus der linearen Regression interpretiert werden. Beim Pseudo-R² werden deutlich niedrigere Werte erzielt.
Backhaus et al. (2003: 456) weisen Werte ab größer 0,2 als akzeptabel und größer 0,4 als gut aus. Bei betriebswirtschaftlichen oder medizinischen Untersuchungen gelten diese Schwellenwerte, bei der politischen Einstellungs- und Partizipationsforschung werden aber auch geringere Werte für die Güte des Modells akzeptiert. Bei einer Analyse des Alters- Survey von 1996 zum Thema politische Partizipation wird nach Aufnahme aller Variablen in das Modell lediglich ein Pseudo-R² (Nagelkerke) von 0,11 erreicht (Vgl. Diaz- Bone/Künemund: 24). Nach Kriterien von Backhaus et al. nicht akzeptabel. Folgt man Urban (1993:62), drücken aber bereits Werte ab 0,05 einen schwachen und Werte zwischen 0,2 und 0,4 bereits einen starken Zusammenhang aus.
3 Theoretischer Hintergrund und Hypothesen
Zur Erklärung des Wahlverhaltens gibt es eine Fülle an soziologischen, sozialpsychologischen und sozialstrukturellen Theorien (Vgl. Roth 1998: 23-56). Populär ist unter anderem der makrosoziologische Ansatz von Lipset und Rokkan (1967), wonach es in europäischen Gesellschaften Hauptspannungslinien (sog. „cleavages“ zwischen Zentrum-Peripherie, Staat- Kirche, Stadt-Land, Arbeiter-Unternehmer) gibt, entlang derer Parteiensysteme entstanden (Vgl. Bürklein/Klein 1998:22) und welche das Wahlverhalten der Bürger beeinflussen.
Auch Rational-Choice-Ansätze werden zur Erklärung des Wahlverhaltens verwendet. Hier muss allerdings unterschieden werden, ob es überhaupt als „rational“ angesehen werden kann, sich an einer Wahl zu beteiligen oder ob sich die Rationalitätsbetrachtung lediglich auf die mögliche Verteilung der Stimmabgabe im Sinne strategischen, rationalen Verhaltens dabei bezieht.
Klassischerweise haben Ansätze, welche das Verhaltensmodell des homo oeconomicus proklamieren, allgemein Probleme, Kooperation zu erklären, denn menschliches Verhalten ist in diesem Modell rationale Auswahl mit dem Ziel der Nutzenmaximierung. Zentral dabei ist die Unterstellung der Eigenständigkeit der Entscheidung und das Eigennutzaxiom: „Das Individuum handelt (nur) entsprechend seiner eigenen Interessen. […] Die Interessen der anderen Individuen werden […] nur insofern berücksichtigt, als sie den Handlungsraum des Individuums beeinflussen“ (Kirchgässner 1991: 16f).
Im Sinne der Nutzenmaximierung ist es nur rational sich an einer Wahl zu beteiligen, wenn die Stimme entscheidend für den Ausgang ist, da andernfalls die Kosten überwiegen. Die Wahrscheinlichkeit, die wahlentscheidende Stimme abzugeben, ist aber verschwindend gering, so dass die Chance, auf dem Weg zur Wahlurne vom Auto überfahren zu werden, höher liegt (Vgl. Täube 2002: 21f.). Dennoch übersteigt der Anteil der Wähler bei Bundestagswahlen regelmäßig 50 Prozent, was zu einem Wahlparadox führt, dessen Auflösung in der Möglichkeit der Anerkennung der Wahlbeteiligung als expressive Handlung besteht oder in der Aufweichung des Rationalitätsprinzips und der Berücksichtigung eingeschränkter Information sowie weiteren Modellanpassungen, damit Wählen als rationale Entscheidung angesehen werden kann (Vgl. Thurner 1998).
Davon zu unterscheiden ist eine strategische, rational kalkulierte Stimmabgabe. Hier ist nicht die Frage, ob gewählt, sondern wie gewählt wird, damit die abgegebenen Stimmen den größtmöglichen Wert haben bzw. die Stimmen nicht verschwendet werden. Ein sog. „waste vote“ (Vgl. Pappi/Gschwend 2005: 285) wird dann im Wahlsystem der Bundesrepublik abgegeben, wenn die Erststimme einem aussichtslosen Direktkandidaten einer kleinen Partei gegeben wird. Anhänger einer kleinen Partei werden also, wenn sie strategisch und rational handeln, die Zweitstimme ihrer favorisierten Partei geben und die Erststimme demjenigen Direktkandidaten, welcher der großen Partei angehört, mit der ein realistische Koalition möglich ist. Im Falle der Bundestagswahlen 1998 und 2002 waren das zum einen eine Koalition aus CDU/CSU und FDP sowie eine Koalition aus SPD und Bündnis 90/ die Grünen. „Ein solch rationales Stimmverhalten umfasst im Westen jedoch nur 7 Prozent gegenüber 11 Prozent irrationalen Stimmkombinationen und im Osten sogar nur 4 Prozent gegenüber 16 Prozent irrationalem Splitting“ (Westle 2005: 503). Ein Teil dieser irrationalen Konstellationen kann auf fehlendes politisches Wissen zurückgeführt werden. Sinnvolle, realistische Stimmabgabe setzt Kenntnis des Wahlsystems voraus. Dabei zeigt sich eine deutliche Diskrepanz zwischen subjektivem und objektivem Wissen. „So glauben im Westen rund 93 Prozent und im Osten 87 Prozent über die Bedeutung der beiden Wahlstimmen Bescheid zu wissen, faktisch geben jedoch in beiden Landesteilen nur knapp unter 50 Prozent die richtige Antwort“ (Westle 2005: 490) auf die Frage, welche Stimme bei der Wahl wichtiger sei. Mit dieser Unkenntnis ist es nicht möglich, rational seine Stimmen zu splitten. Für diese Untersuchung sei dahingestellt, ob die Stimmenaufteilung rational oder expressiv erfolgt. Es lässt sich folgende Hypothese allgemein zum Splittingverhalten und zur Parteianhängerschaft formulieren:
H1: Die Wahrscheinlichkeit, dass Anhänger einer kleinen Partei splitten ist höher, als die Wahrscheinlichkeit, dass Anhänger einer großen Partei splitten.
Dabei findet bei hohem politischem Interesse eine intensivere Auseinandersetzung mit Politik und Wahlen statt. Es kann also davon ausgegangen werden, dass politisch interessierte Personen das Wahlsystem eher durchschauen und damit die Möglichkeiten und Chancen von Stimmensplitting kennen und auch nutzen. Daraus lässt sich folgende Hypothese ableiten:
H2: Mit steigendem politischem Interesse steigt die Wahrscheinlichkeit zu splitten an.
Aus dem nachgewiesenen Zusammenhang (Vgl. Westle 2005: 494) zwischen höherer Schulbildung und damit auch höherem politischen Wissen und den damit einhergehenden stärker ausgeprägten kognitiven Fähigkeiten und der Möglichkeit, die Wahlstimmen in ihrer Bedeutung richtig einzuschätzen, ließe sich, analog wie für Hypothese 2, der Zusammenhang wie folgt darstellen:
H3: Mit steigender formaler Schulbildung steigt die Wahrscheinlichkeit zu splitten an.
Hypothesen über den Zusammenhang zwischen der Stärke der Parteineigung, dem Alter und dem Splittingverhalten lassen sich aus der Indifferenz-These ableiten. Demnach ist Stimmensplitting ein Produkt parteipolitischer Indifferenz (Vgl. Schoen 2000: 361). Schoen belegt mit Daten auf Aggregatebene die Simultanität der Entwicklung abnehmender Parteineigung und zugleich steigendem Splittinganteil von den siebziger Jahren bis zum Ende der Neunziger (Vgl. Schoen 2000: 369-373). Zwar ist der anschließend geprüfte Zusammenhang auf der Mikroebene schwach, dennoch erscheint es plausibel anzunehmen, dass „im Idealfall […] Parteianhänger überhaupt keine gemischten Voten abgeben, zumindest sollten sie aber merklich seltener als bekennende Unabhängige splitten“ (Vgl. Schoen 2000: 367). Hypothetisch formalisiert bedeutet das:
H4: Mit steigender Stärke der Parteineigung sinkt die Wahrscheinlichkeit zu splitten.
Bezüglich des Alters und der Parteineigung besteht folgender Zusammenhang: Je höher das Alter, desto stärker sind Parteineigungen ausgeprägt.
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