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Markus Steinbrecher, Nils Steiner, Wirtschaft und Wahlverhalten in Westdeutschland zwischen 1977 und 2007: Wer sind die ökonomischen Wähler? in:

Rüdiger Schmitt-Beck (Ed.)

Wählen in Deutschland, page 328 - 351

Sonderheft PVS 45/2011

1. Edition 2012, ISBN print: 978-3-8329-6512-9, ISBN online: 978-3-8452-6217-8, https://doi.org/10.5771/9783845262178_328

Series: Sonderheft PVS

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321PVS, Sonderheft 45/2011, S. 321­344 Wirtschaft und Wahlverhalten in Westdeutschland zwischen 1977 und 2007: Wer sind die ökonomischen Wähler?1 Nils Steiner / Markus Steinbrecher 1. Einleitung Dass die objektive wirtschaftliche Lage eines Landes und deren subjektive Wahr­ nehmung durch die Bürger von großer Bedeutung für den Wahlerfolg von Regie­ rungen und Parteien sind, gilt vielen Beobachtern als feststehende Tatsache. Eines der zentralen Motive der Forschung zum ökonomischen Wählen ist dementspre­ chend die Frage, ob sich die sogenannte „Amtsinhaberhypothese“ bestätigen lässt – ob und in welcher Weise also Regierungen sowie die sie tragenden Parteien und Politiker für die wirtschaftliche Lage und Entwicklung eines Landes verantwort­ lich gemacht und dafür bei Wahlen belohnt oder bestraft werden. Als Beitrag zu dieser Debatte befasst sich das vorliegende Kapitel mit ökonomischem Wählen in Westdeutschland im Zeitraum zwischen 1977 und 2007 und konzentriert sich dabei auf die Untersuchung der Amtsinhaberhypothese. In zahlreichen Arbeiten ist der Zusammenhang zwischen der wirtschaftlichen Lage und der mittels aggregierter Umfragedaten gemessenen Popularität von Par­ teien (oder Kanzlern) für die Bundesrepublik Deutschland analysiert worden. Mit wenigen Ausnahmen (u.a. Norpoth/Yantek 1983) sind sich diese Studien darin einig, dass die wirtschaftliche Lage einen bedeutsamen Einfluss auf die Popularität von Bundesregierungen hat (u.a. Anderson 1993; Kirchgässner 1977, 1991). Ab­ bildung 1 liefert einen deutlichen Hinweis auf diesen Zusammenhang anhand von Daten für alle Bundestagswahlen seit 1949: Je höher das Wirtschaftswachstum2 vor der Wahl, desto positiver fällt die Veränderung des gemeinsamen Stimmenan­ teils der Regierungsparteien gegenüber deren Ergebnis bei der vorangegangenen Bundestagswahl aus. Bei einer positiven wirtschaftlichen Performanz scheinen Regierungen also tendenziell belohnt und im Fall einer negativen Entwicklung von den Wählern bestraft zu werden. Komplexere Modellierungen für Bundes­ tagswahlen führen zu demselben Ergebnis (Batool/Sieg 2009), und analoge Zusammenhänge lassen sich auch in anderen Ländern beobachten (Lewis­Beck/ Stegmaier 2007). 1 Die Autoren bedanken sich bei Rüdiger Schmitt­Beck für äußerst detaillierte und hilfreiche Kom­ mentare und Überarbeitungsvorschläge, bei Mona Krewel für die angenehme und produktive Zu­ sammenarbeit in der ersten Phase dieses Projekts und bei Sara Ceyhan und Thomas Speth für ex­ zellente Forschungsassistenz. 2 Jeweils im Mittel des Wahl­ und des vorangegangen Jahres (für Bundestagswahlen in der ersten Jahreshälfte (1983 und 1987) wurde hingegen der Mittelwert des Wirtschaftswachstums aus den beiden vorangegangenen Jahren ausgewählt). Für die Bundestagswahl im März 1983 sind SPD und FDP als Amtsinhaber kodiert, trotz des vorherigen konstruktiven Misstrauensvotums im Ok­ tober 1982 gegen die Regierung Schmidt. 322 PVS, Sonderheft 45/2011 Abbildung 1: Wirtschaftswachstum und Entwicklung des Stimmanteils der Regierungsparteien bei Bundestagswahlen mit Regressionsgerade Anmerkung: Regressionsgerade auf der Basis einer Kleinste-Quadrate-Schätzung, Maßeinheit für beide Variablen: Prozentpunkte. In zahlreichen weiteren Studien konnte zudem auf der Individualebene gezeigt werden, dass deutsche Wahlberechtigte, die eine positivere Wahrnehmung der Wirtschaftslage angeben, eher dazu neigen, eine Wahlabsicht für eine der Regie­ rungsparteien zu bekunden (u.a. Rattinger/Puschner 1981; Rattinger 1986; Stein­ brecher/Rattinger 2011). Die in der Tradition von Downs (1957) stehende Amts­ inhaberhypothese hat sich im Ganzen somit für Deutschland als erklärungskräftig erwiesen. Eine Forschungslücke tut sich jedoch auf, wenn man danach fragt, über welche Mechanismen die Verbindung von wirtschaftlicher Lage und Parteienpopularität bzw. Wahlabsicht funktioniert (Anderson 2007: 278­281). Der vorliegende Bei­ trag widmet sich diesen Mechanismen und untersucht, ob ökonomisches Wählen in verschiedenen Wählergruppen in unterschiedlichem Ausmaß auftritt und wel­ che Wählergruppen dies sind. Anknüpfungspunkt für die Analysen sind einige neuere internationale Forschungsarbeiten – insbesondere von Zaller (2004) sowie Kayser und Wlezien (2011) – die sich einerseits auf die kognitiven Fähigkeiten bzw. das Informationsniveau der Wähler, andererseits auf deren parteipolitische Bindungen konzentrieren. Zallers zentraler und auf den ersten Blick überraschen­ der Befund ist, dass politisch schlecht informierte Wähler mit ihrer Wahlentschei­ dung stärker auf die Wirtschaftslage reagieren als politisch gut informierte III. Kurzfristdeterminanten des Wählerverhaltens 323 Steiner/Steinbrecher | Wirtschaft und Wahlverhalten in Westdeutschland Wähler. Kayser und Wlezien interessieren sich hingegen für den Effekt von Partei­ identifikationen auf ökonomisches Wählen und belegen, dass die Wahlentschei­ dungen von Wählern mit starker Parteiidentifikation weniger stark von der wirt­ schaftlichen Lage abhängen als diejenigen von Wählern mit nur schwacher oder ganz fehlender Parteibindung. Ökonomisches Wählen scheint demnach einerseits von kognitiven Fähigkeiten und politischer Involvierung abzuhängen und andererseits von parteipolitischen Bindungen. Im Rahmen der vorliegenden Analysen werden wir uns auf solche moderierenden Auswirkungen individueller Eigenschaften auf das ökonomische Wählen konzentrieren. Um besser verstehen zu können, wie dieses insgesamt durch individuelle Merkmale konditioniert wird, betrachten wir in einem ersten Schritt den Einfluss kognitiver Fähigkeiten auf die Herausbildung subjektiver wirtschaftlicher Einschätzungen. In einem zweiten Schritt wird die Bedeutung ko­ gnitiver Fähigkeiten, ideologischer Positionen und der Parteiidentifikation für den Effekt der wirtschaftlichen Lage auf die Wahlabsicht (für oder gegen die Regie­ rungsparteien) bei Bundestagswahlen untersucht. Im Rahmen eines innovativen Mehrebenendesigns kombiniert die Analyse Umfragedaten aus den kumulierten Politbarometern der Forschungsgruppe Wahlen für den Zeitraum zwischen 1977 und 2007 mit Makrodaten zur Wirtschaftslage. Der Beitrag ist wie folgt gegliedert: Im 2. Abschnitt werden die theoretischen Grundlagen skizziert. Unterabschnitt 2.1 diskutiert Befunde aus vorangegangenen Studien über die Heterogenität ökonomischen Wählens auf der Individualebene. Daraus werden dann in Unterabschnitt 2.2 die zentralen Hypothesen für die Ana­ lysen entwickelt und in Unterabschnitt 2.3 Vor­ und Nachteile verschiedener For­ schungsdesigns zur Beantwortung der angesprochenen Fragen diskutiert. Da die Datenbasis wie die statistische Modellierung relativ komplex sind, bietet der 3. Abschnitt ausführliche Erläuterungen hierzu. Der empirische Teil (4. Abschnitt) gliedert sich analog zu den beiden zentralen Fragestellungen in zwei separate Un­ terabschnitte. Der Fokus in 4.1 liegt auf konditionierenden Effekten des Bildungs­ niveaus auf die Umsetzung objektiver ökonomischer Informationen in subjektive Perzeptionen, während 4.2 untersucht, ob Parteibindungen, ideologische Orien­ tierung und Bildung den Effekt der wirtschaftlichen Lage auf Wahlabsichten mo­ derieren. Im 5. Abschnitt werden die Ergebnisse zusammengefasst und weiterfüh­ rende Überlegungen präsentiert. 2. Konditionales ökonomisches Wählen: Theoretische und methodische Überlegungen Herkömmliche Studiendesigns zum ökonomischen Wählen können unterschieden werden in Analysen auf der Makro­ und der Mikroebene (Anderson 2007; Roth 1973: 274). Reine Makrostudien untersuchen den Zusammenhang zwischen ob­ jektiven ökonomischen Kennziffern und aggregierten Präferenzindikatoren (Wahlabsichten oder Sympathieskalometer). Diese Studien sind aus methodischer Sicht auf Variation in den Wirtschaftsindikatoren angewiesen, die entweder durch querschnittliche (mehrere Länder umfassende) oder längsschnittliche (Zeitreihen 324 PVS, Sonderheft 45/2011 untersuchende) Vergleiche generiert werden. Analysen auf der Mikroebene kon­ zentrieren sich dagegen auf den Einfluss individueller, mittels Umfragen gemesse­ ner Bewertungen der Wirtschaftslage auf das Wahlverhalten. Spätestens seit der Arbeit von Powell und Whitten (1993) befasst sich die mak­ roanalytisch orientierte Forschung zum ökonomischen Wählen ausgiebig mit der Frage, wie institutionelle Faktoren den Effekt der wirtschaftlichen Lage auf Par­ teipräferenzen bzw. Wahlabsichten moderieren. Konditionale Effekte persönlicher Eigenschaften und Einstellungen, die nur mikroanalytisch erschlossen werden können, sind allerdings deutlich länger weitestgehend vernachlässigt worden: So urteilen van der Brug u.a. (2007: 117) über die Forschung zum ökonomischen Wählen noch im Jahr 2007: „Much of the existing research has treated voters as homogenous in the way they reach their decisions.“ Erst in jüngerer Zeit haben Forscher auch verstärkt begonnen, die Möglichkeit einer interindividuellen Hete­ rogenität des ökonomischen Wählens in Betracht zu ziehen und danach zu fragen, welche Bürger in ihren Parteipräferenzen besonders stark auf die wirtschaftliche Lage reagieren, wer also die ökonomischen Wähler sind.3 Unterabschnitt 2.1 bie­ tet einen Überblick über die Ergebnisse der vorliegenden Studien zur Heterogeni­ tät ökonomischen Wählens auf der Individualebene. Im Anschluss daran werden in Unterabschnitt 2.2 Hypothesen für unsere empirischen Analysen entwickelt, um dann im letzten Unterabschnitt (2.3) die Vorteile verschiedener Analyse­ designs zu diskutieren. 2.1 Informationsniveaus, kognitive Fähigkeiten, Parteibindungen und ökonomisches Wählen: Zentrale Forschungsergebnisse Folgt man Anderson (2007), dann ist die Forschung zum ökonomischen Wählen mit zwei zentralen Herausforderungen in Bezug auf Kontingenzeffekte konfron­ tiert. Einerseits ist das Ausmaß ökonomischen Wählens von institutionellen Rege­ lungen und Konstellationen abhängig (Anderson 2007: 281­286). Auf diesen Aspekt soll an dieser Stelle nicht weiter eingegangen werden, da dieser Beitrag sich auf Westdeutschland im Zeitraum zwischen 1977 und 2007 beschränkt und somit – mit Ausnahme sich ändernder Koalitions­ und Akteurskonstellationen – keine Variation des institutionellen Kontexts gegeben ist. Das zweite Element der Kontingenz ist hingegen für unsere Forschungsfrage wesentlich bedeutsamer: Ökonomisches Wählen scheint auch von individuellen Eigenschaften und Einstel­ lungen der Bürger abzuhängen (Anderson 2007: 278­281). Einerseits können für einige Bürger kognitive und informationsbedingte Restriktionen bestehen, ande­ rerseits können möglicherweise Werteorientierungen sowie ideologische und poli­ tische Prädispositionen beeinflussen, wie stark die wirtschaftlichen Bedingungen und deren subjektive Wahrnehmungen das Wahlverhalten beeinflussen. Die ange­ 3 Frühere Forschungsarbeiten haben sich insofern auch schon mit der Heterogenität ökonomischen Wählens beschäftigt, als etwa in der Tradition von Hibbs (1977) untersucht wurde, ob unter­ schiedliche Wählergruppen auf unterschiedliche Aspekte der wirtschaftlichen Lage reagieren. Wir interessieren uns hier jedoch dafür, ob unterschiedliche Wählergruppen generell unterschiedlich stark auf die wirtschaftliche Lage reagieren. III. Kurzfristdeterminanten des Wählerverhaltens 325 sprochenen Faktoren wirken sich möglicherweise nicht nur unmittelbar auf das ökonomische Wählen aus, sondern darüber hinaus auf den gesamten Prozess von der Wahrnehmung objektiver ökonomischer Umstände über deren Verarbeitung zu subjektiven Einschätzungen bis hin zur Wahlentscheidung für oder gegen die Regierungs parteien. Um die Wirkungsmechanismen besser erfassen zu können, lohnt sich ein Blick auf die verschiedenen Schritte innerhalb dieses Prozesses (Anderson/O’Connor 2000). Zunächst muss man davon ausgehen, dass es so etwas wie eine in ihrer Gesamtheit wahrnehmbare objektive wirtschaftliche Lage tatsächlich gibt. Die Geltung dieser Prämisse vorausgesetzt, ist es notwendig, dass die Wahlberechtigten diese wirtschaftliche Lage präzise wahrnehmen und sie ad­ äquat in negative, neutrale oder positive Wahrnehmungen übersetzen können. Auf der Basis dieser Wahrnehmungen müssen die Wahlberechtigten schließlich abwä­ gen, ob sie die Regierungsparteien für die wirtschaftliche Entwicklung verant­ wortlich machen und letztendlich wählen oder eben nicht. Angesichts der Länge und Komplexität dieses Prozesses liegt die Vermutung nahe, dass ökonomisches Wählen durch die Eigenschaften von Individuen konditioniert wird. Wenn aber Stellenwert und Ausmaß ökonomischen Wählens von den Eigen­ schaften von Individuen abhängen, erscheint fraglich, ob retrospektives Wählen in dem Sinne, dass Regierungen für die von ihnen hinterlassenen Ergebnisse belohnt oder bestraft werden, als allgemeiner Rechenschaftsmechanismus der repräsenta­ tiven Demokratie funktionieren kann. Diese Frage ist nach Anderson (2007: 276­ 278) deshalb von besonderer Brisanz, weil die Theorie retrospektiven perfor­ manzbasierten Wählens von einigen Autoren (u.a. Fiorina 1981) zur Legitimation der repräsentativen Demokratie herangezogen wird. Nach Anderson besteht so­ mit ein „Kontingenzdilemma“ der Forschung zum ökonomischen Wählen: Die normative Rechtfertigung der repräsentativen Demokratie über performanzba­ siertes Wählen werde in Frage gestellt, wenn performanzbasiertes Wählen empi­ risch nur unter bestimmten Bedingungen auftritt. Um zu verstehen, inwiefern An­ dersons Kontingenzdilemma tatsächlich ein schwerwiegendes Problem darstellt, muss untersucht werden, wie und vor allem in welchem Ausmaß ökonomisches Wählen von Eigenschaften der Wähler abhängt. Nur wenn das bekannt ist, kann geklärt werden, welche Merkmale des Elektorates es erleichtern, erschweren oder gar unmöglich machen, dass die Regierung am Wahltag zur Verantwortung gezo­ gen und für ihre Leistung belohnt oder bestraft wird. Eine wegweisende Studie zur individuellen Heterogenität performanzbasierten Wählens, die aufgrund ihrer spannenden Befunde und gleichzeitig offen bleiben­ der Fragen einen zentralen Ausgangspunkt unserer Überlegungen bildet, ist von Zaller (2004) vorgelegt worden. Sie befasst sich mit der Rolle kognitiver Voraus­ setzungen und politischer Involvierung für die Reaktion von Wählern auf wahl­ spezifische Kontextfaktoren und untersucht, ob Personen mit unterschiedlichen politischen Informationsniveaus (operationalisiert über politisches Wissen) in ih­ rer Wahlentscheidung verschieden auf Makrovariablen reagieren. Datenbasis sind Wahlstudien zu US­Präsidentschaftswahlen von 1948 bis 2000, die mit Perfor­ manzindikatoren zur Entwicklung der Wirtschaft und der außenpolitischen Bilanz unter der vorangegangenen Präsidentschaft kombiniert werden. Über dieses Mehrebenendesign kann Zaller ermitteln, wie der Effekt dieser Performanzvaria­ Steiner/Steinbrecher | Wirtschaft und Wahlverhalten in Westdeutschland 326 PVS, Sonderheft 45/2011 blen auf Wahlentscheidungen mit dem politischen Informationsniveau variiert. Sein zentrales Ergebnis lautet, dass gerade schlecht informierte Wähler besonders stark auf die Performanzvariablen reagieren: Der Effekt der wirtschaftlichen Lage auf Wahlentscheidungen fällt bei dieser Wählergruppe stärker aus. Ein ähnliches, jedoch etwas weniger eindeutiges Muster ergibt sich, wenn Bildung und politi­ sches Interesse als alternative Maße politischer Involvierung herangezogen wer­ den (Zaller 2004: 193). Zallers (2004: 193­199) Erklärung für diesen Befund besagt, dass schlecht in­ formierte Wähler weniger stark ideologisch festgelegt seien. Zur Untermauerung zeigt er, dass sich die ideologischen Positionen hoch informierter Wähler der De­ mokraten und Republikaner auf einer Liberal­konservativ­Skala tendenziell stark unterscheiden und gegenüberliegende Pole besetzen. Für schlecht informierte Wähler liegen die Positionen hingegen wesentlich dichter beieinander im Zentrum der Skala. Es zeigen sich auch deutliche Effekte des Ausmaßes politischer Infor­ miertheit auf die ideologische Konsistenz über verschiedene Sachfragen hinweg: Die Positionen hoch informierter Wähler sind nicht nur weniger zentral, sondern auch ideologisch homogener. Im Ergebnis seien schlecht informierte Wähler – Zaller zufolge – weniger stark durch ihre generelle ideologische Orientierung an eine Partei gebunden. Kurzfristige globale Veränderungen, etwa der wirtschaftli­ chen Lage, könnten daher einen größeren Effekt auf schlecht informierte Wähler ausüben. Folgt man diesem Erklärungsmodell, geht es letztlich nicht um einen Informationseffekt per se, sondern um Auswirkungen der politischen Ideologie und Parteibindung. Hoch informierte Wähler reagieren nicht deshalb schwächer auf die Performanz von Präsidenten, weil sie besser informiert sind, sondern weil sie durch ihre ideologische Orientierung stärker parteigebunden sind. Ein direkter Test der moderierenden Effekte von politischer Ideologie und Parteibindungen wird in dieser Untersuchung jedoch nicht unternommen; ob sich Zallers Erklä­ rung empirisch bestätigt, bleibt also unklar. Eine aktuelle Studie von Kayser und Wlezien (2011) schließt direkt an Zallers (2004) Erklärungsmodell an. Die Autoren zeigen den Effekt der Parteiidentifikati­ on auf performanzbasiertes Wählen über formale Modelle probabilistischen Wäh­ lens. Diese berücksichtigen die Vorstellung, dass Wähler über kurzfristige Nutzen­ kalküle hinaus auch von einer generellen Affinität zu Parteien beeinflusst sind, etwa im Sinne einer „standing decision“ (Key/Munger 1959: 268). Je stärker die Affini­ tät einer Person zugunsten einer Partei, desto weniger wahrscheinlich ist es dem­ nach, dass sie von der Performanz des Amtsinhabers in ihrer Wahlentscheidung beeinflusst wird. Insgesamt sollte das Gewicht von Performanzfaktoren auf die Wahlentscheidung bei Vorliegen einer Parteibindung also abnehmen. Die Autoren testen diese Hypothese im Rahmen eines Mehrebenendesigns. Auf der Individual­ ebene ermitteln sie den erwarteten Interaktionseffekt: Der Einfluss des Wirtschafts­ wachstums auf die Wahlabsicht für oder gegen die Regierung nimmt mit der Stärke der Parteiidentifikation deutlich ab. Bei Befragten, die einer Partei sehr nahe stehen, ist die wirtschaftliche Entwicklung sogar für das Wahlverhalten bedeutungslos. Die Ergebnisse von Kayser und Wlezien stützen das Erklärungsmodell von Zal­ ler, insofern es in beiden Beiträgen um die Parteigebundenheit von Wählern geht – im einen Fall vermittelt über deren ideologische Orientierung und im anderen III. Kurzfristdeterminanten des Wählerverhaltens 327 Fall über die Parteiidentifikation selbst. Dennoch ergibt sich aus Zallers Befund ein bisher ungelöstes Rätsel: Wie kann es sein, dass politisch schlechter informier­ te Wähler stärker auf die Wirtschaftslage reagieren, wenn, wie oben beschrieben, ökonomisches Wählen einen individuellen Entscheidungsprozess voraussetzt, der nicht geringe Anforderungen an die politische Informiertheit und die kognitiven Fähigkeiten von Individuen zu stellen scheint? In der Tat liegen durchaus Befunde vor, die im Gegenteil darauf hindeuten, dass ein höheres Maß an politischer Involvierung ökonomisches Wählen erleichtern sollte. Betrachtet man zunächst den Prozess, in dem aus der objektiven wirtschaft­ liche Lage subjektive wirtschaftliche Wahrnehmungen abgeleitet werden, so soll­ ten Wähler mit stärkerer politischer Involvierung und höheren kognitiven Fähig­ keiten besser in der Lage sein, Einschätzungen zu bilden, die die objektive Lage umfassend und adäquat wiedergeben. Krause (1997) präsentiert empirische Evi­ denz, die darauf hindeutet, dass bei höheren kognitiven Fähigkeiten von Wählern (über Bildung operationalisiert) die Herausbildung von Einschätzungen der Wirt­ schaftslage einem komplexeren Modell folgt, das insgesamt mehr Informationen berücksichtigt und sich insbesondere durch eine stärkere prospektive Orientie­ rung auszeichnet. Er folgert daraus: „More sophisticated (educated) segments of the electorate who utilize a broader array of information may be more capable of holding elected officials accountable for economic conditions“ (Krause 1997: 1195). Aber nicht nur bei der Herausbildung von Bewertungen der wirtschaftli­ chen Lage, sondern auch bei der Attribution von Verantwortlichkeit für die wahr­ genommene wirtschaftliche Lage können kognitive Fähigkeiten und politische Involvierung einen konditionierenden Effekt haben. Gomez und Wilson (2001, 2006) behaupten, dass die Notwendigkeit, kausale Zusammenhänge zwischen wahrgenommenen Veränderungen der wirtschaftlichen Lage und dem Handeln der Regierung zu ziehen, sogar der kognitiv anspruchsvollere Schritt des oben skizzierten Modells ökonomischen Wählens sei. In ihren Studien zeigen sie, dass politische Informiertheit oder „Sophistizierung“ (erfasst über politisches Wissen) offenbar über unterschiedliche Fähigkeiten zur kausalen Attribuierung einen stark konditionierenden Effekt auf ökonomisches Wählen ausübt. Insbesondere präsen­ tieren sie Befunde, wonach politisch besser bewanderte Wähler bei der Wahlent­ scheidung stärker von egotropischen, d.h. auf die persönliche Wirtschaftslage be­ zogenen Einschätzungen Gebrauch machen. Insgesamt könnten Personen mit höheren kognitiven Fähigkeiten, einem stärkeren politischen Interesse und inten­ siverem Medienkonsum geringere Schwierigkeiten haben, objektive ökonomische Informationen adäquat in subjektive Bewertungen umzusetzen und bei Wahlen in ihr Entscheidungskalkül mit einzubeziehen. Um aufzuklären, wie kognitive Fähigkeiten, politische Ideologie und Partei­ identifikation ökonomisches Wählen beeinflussen, ist es erforderlich, diese poten­ tiell moderierenden Effekte zu unterscheiden und in der empirischen Analyse ge­ meinsam zu berücksichtigen. Nur auf diese Weise können die Effekte sauber voneinander getrennt werden. Genau dies leistet die Untersuchung im zweiten Analyseschritt dieses Beitrags und bemüht sich somit, das von Zallers Befund auf­ geworfene Rätsel zu lösen. Da zudem kognitive Fähigkeiten sowohl bei der Her­ ausbildung von Wirtschaftsbewertungen als auch bei der Attribution von Verant­ Steiner/Steinbrecher | Wirtschaft und Wahlverhalten in Westdeutschland 328 PVS, Sonderheft 45/2011 wortlichkeit einen moderierenden Einfluss besitzen, untersuchen wir zunächst in einem ersten Analyseschritt, wie der Zusammenhang von objektiver wirtschaftli­ cher Lage und subjektiven Einschätzungen durch Bildung konditioniert wird. 2.2 Kognitive Fähigkeiten, Parteibindungen und ökonomisches Wählen: Erwartungen und Hypothesen Aus dem in Unterabschnitt 2.1 referierten Forschungsstand lassen sich mehrere Hypothesen ableiten, die im Rahmen der späteren Analyse überprüft werden sol­ len. Gemäß der Befunde von Krause (1997) spielen kognitive Fähigkeiten eine zentrale Rolle bei der Herausbildung subjektiver ökonomischer Bewertungen auf der Basis objektiver wirtschaftlicher Entwicklungen. Da Personen mit höherem Bildungsniveau über ausgeprägtere kognitive Fähigkeiten und deshalb vermutlich eine bessere Kapazität verfügen, die Veränderung ökonomischer Indikatoren kor­ rekt und umfassend wahrzunehmen, sollte die Einschätzung der allgemeinen wirt­ schaftlichen Lage bei einem höheren Bildungsniveau enger mit der tatsächlichen Lage des Landes zusammenhängen. In Bezug auf ökonomisches Wählen sind wesentlich differenziertere Mechanis­ men zu erwarten, da Bürger mit verschiedenen kognitiven und attitudinalen Vor­ aussetzungen bei der Herausbildung ihrer Wahlentscheidung in unterschiedlicher Weise für die wirtschaftliche Performanz empfänglich sind. Es ist dabei mit Kay­ ser und Wlezien (2011) anzunehmen, dass die Existenz einer Parteiidentifikation die Nutzung anderer Entscheidungsheuristiken (s. Popkin 1991) sowie kurzfristi­ ger politischer Orientierungen wesentlich unwahrscheinlicher macht. Aufgrund der bereits vorhandenen „standing decision“ zugunsten einer Partei sollten Bür­ ger, die sich mit einer Partei identifizieren, also bei ihrer Wahlentscheidung (für oder gegen eine Regierungspartei) ein geringeres Ausmaß ökonomischen Wählens zeigen (Kayser/Wlezien 2011). Auch die ideologische Orientierung sollte einen konditionierenden Effekt auf­ weisen: Die Bedeutung der wirtschaftlichen Lage für die Absicht, eine Regierungs­ partei zu wählen, sollte für Wähler in der Mitte des Links­Rechts­Spektrums grö­ ßer sein. Das deutsche Parteiensystem zeichnet sich über den gesamten Untersuchungszeitraum – in unterschiedlicher Stärke – durch das Vorhandensein getrennter ideologischer Lager auf der linken und rechten Seite des politischen Spektrums aus. Insofern ein Wechsel der Präferenz von einer Regierungspartei zu einer Oppositionspartei (oder umgekehrt) einen Wechsel von einer links positio­ nierten zu einer rechts positionierten Partei (oder umgekehrt) beinhaltet, sollte eine Änderung der Wahlabsicht zugunsten einer Regierungspartei in Reaktion auf die wirtschaftliche Lage für Wähler, die auf den ideologischen Flügeln positioniert sind, deutlich unwahrscheinlicher sein. Deutlich rechts oder links positionierte Wähler sind vermutlich stärker auf eine Partei bzw. eine (Lager­)Koalition festge­ legt. Im ideologischen Zentrum positionierte Wähler sollten mit ihrer Wahlabsicht hingegen flexibler auf die Wirtschaftslage reagieren. Die letzte Variable, für die konditionale Effekte auf die Stärke des ökonomi­ schen Wählens geprüft werden sollen, ist das Bildungsniveau. Hier gehen wir auf III. Kurzfristdeterminanten des Wählerverhaltens 329 Basis der Befunde von Krause (1997) sowie Gomez und Wilson (2001, 2006) da­ von aus, dass die Wahrnehmung der wirtschaftlichen Lage mit zunehmendem Bil­ dungsniveau einen stärkeren Effekt auf die Wahlabsicht hat, da Wähler mit höhe­ ren kognitiven Fähigkeiten sowohl mit der Bewertung der wirtschaftlichen Lage als auch der Attribuierung von Verantwortlichkeit weniger Schwierigkeiten haben sollten. 2.3 Methodische Probleme bei der Analyse konditionalen ökonomischen Wählens Zur empirischen Überprüfung der angeführten Hypothesen sind weder ein reines Makro­, noch ein reines Mikrodesign geeignet. Wir werden daher bei unseren Analysen ein Mehrebenendesign verwenden. Die Schwierigkeiten einer rein quer­ schnittlichen Untersuchung ökonomischen Wählens sind zuerst prominent von Kramer (1983) diskutiert worden. Insofern sich reine Querschnittsstudien auf ein Land zu einem Zeitpunkt beziehen und subjektive Wahrnehmungen der allgemei­ nen Wirtschaftslage als erklärende Variablen nutzen, verwenden sie „variation in survey responses regarding perceptions of a constant“ (Erikson 2004: 2). Unter­ schiede in der Einschätzung der allgemeinen Wirtschaftslage, die der Natur der Sache nach für alle Befragten eine Konstante darstellt, können durch (unsystema­ tische) Wahrnehmungsunterschiede zustande kommen, aber auch als Ergebnis von Rationalisierungsprozessen auf Basis politischer Präferenzen, indem Befragte Einschätzungen der ökonomischen Situation berichten, die mit ihrer Parteinei­ gung konsistent sind. Im letzteren Fall ergibt sich ein analytisch schwer zu lösen­ des Problem umgekehrter Kausalität. Eine Vielzahl jüngerer empirischer Arbeiten deutet darauf hin, dass im Rahmen politischer Umfragen berichtete Wahrnehmungen der Wirtschaftslage in der Tat massiv von parteipolitischen Präferenzen eingefärbt sind. Gerber und Huber (2010) können etwa demonstrieren, dass der unvorhergesehene Wechsel zu einer demokratischen Mehrheit in beiden Kammern des US­Kongresses im Jahr 2006 bei Anhängern der Demokraten zu einer optimistischeren, bei Anhängern der Re­ publikaner aber zu einer ungünstigeren prospektiven Bewertung der wirtschaftli­ chen Lage geführt hat. Anderson u.a. (2004) zeigen für die Unterhauswahl 1997 in Großbritannien, dass Befragte dazu neigten, ihre Wahrnehmungen der Wirt­ schaftslage ihren Wahlentscheidungen anzupassen: Eine Entscheidung zugunsten der Labour Party führte demnach dazu, dass Befragte die retrospektive Lage der Wirtschaft schlechter und die prospektive besser bewerteten (relativ zu ihrer frü­ heren Bewertung). Mit Paneldaten für Großbritannien bzw. die Vereinigten Staa­ ten versuchen Evans und Andersen (2006) sowie Evans und Pickup (2010) zu klären, ob der Effekt politischer Präferenzen auf ökonomische Lagebewertungen stärker ist als der Effekt ökonomischer Bewertungen auf Parteipräferenzen. Die Schätzungen zeigen, dass sich aktuelle Bewertungen der wirtschaftlichen Lage in hohem Maße durch frühere Parteipräferenzen erklären lassen. Der Effekt aktuel­ ler Bewertungen der wirtschaftlichen Lage auf aktuelle Parteipräferenzen hinge­ gen wird wesentlich geringer, wenn für frühere Parteipräferenzen kontrolliert Steiner/Steinbrecher | Wirtschaft und Wahlverhalten in Westdeutschland 330 PVS, Sonderheft 45/2011 wird. Zusammengenommen stützen diese Befunde das von Achen und Bartels (2006) gezeichnete Bild des „rationalizing voter“, der Einschätzungen an partei­ politische Präferenzen anpasst, um bereits getroffene Entscheidungen zu rechtfer­ tigen. Die genannten Befunde geben Anlass zu Vorsicht – Korrelationen zwischen Be­ wertungen der wirtschaftlichen Lage und Wahlabsichten sollten nicht ohne Weite­ res als kausale Effekte im Sinne der Amtsinhaberhypothese interpretiert werden. Darüber hinaus und im Hinblick auf die Fragestellungen dieses Beitrags beson­ ders schwerwiegend: Die Tendenz zur Anpassung ökonomischer Lagebeurteilun­ gen an politische Präferenzen scheint mit dem Ausmaß politischer Involvierung zu variieren (Achen/Bartels 2006; Zaller 2004: 199­200). Bei einer reinen Mikroana­ lyse bestünde somit das Risiko einer Verzerrung im Hinblick auf zentrale Befunde der Untersuchung. Um diesen Schwierigkeiten zu entgehen, arbeiten wir mit einem Design, das längsschnittliche Varianz in der tatsächlichen wirtschaftlichen Lage nutzt, um die Amtsinhaberhypothese zu testen. Um aber gleichzeitig Informationen über Indivi­ duen nutzen zu können, was für beide Fragestellungen des Beitrags essentiell ist, werden Makrodaten zur wirtschaftlichen Situation mit Umfragedaten in einem Mehrebenendesign kombiniert. Methodisch folgen wir mithin den Arbeiten von Zaller (2004), Kayser/Wlezien (2011) und van der Brug u.a. (2007). Eine ange­ messene Bearbeitung unserer ersten Forschungsfrage erlaubt nur dieses Design, denn bei einem reinen Mikrodesign würde die für unsere Analyse essentielle Vari­ ation in der objektiven wirtschaftlichen Lage fehlen. 3. Daten, Operationalisierung der Variablen und Analyseverfahren In beiden Schritten der folgenden Analyse werden aus den in Unterabschnitt 2.3 genannten Gründen Mehrebenenmodelle geschätzt, die Makrovariablen zur wirt­ schaftlichen Lage und Variablen auf der Individualebene kombinieren. Die Mak­ rovariablen stammen zum Großteil von der Deutschen Bundesbank. Diese wer­ den mit Umfragedaten aus der Politbarometer­Kumulation der Forschungsgruppe Wahlen über den Zeitraum zwischen 1977 und 2007 kombiniert (ZA2391). Diese Daten sind einerseits besonders gut geeignet, weil regelmäßig nach Bewertungen der allgemeinen wirtschaftlichen Lage gefragt wurde und alle relevanten Modera­ torvariablen vorhanden sind. Andererseits wird ein langer Zeitraum abgedeckt, so dass ausreichend Varianz in der wirtschaftlichen Lage berücksichtigt werden kann. In die Analyse sind nur Befragte aus den alten Bundesländern einbezogen, um eine möglichst lange Zeitreihe zu erhalten. Daher werden für den Zeitraum nach der Wiedervereinigung nach Möglichkeit spezifische Wirtschaftsindikatoren für die alten Bundesländer herangezogen. Eine detaillierte Auflistung und Be­ schreibung (inklusive deskriptiver Statistiken) aller benutzten Variablen findet sich in einem Online­Appendix (unter: www.pvs.nomos.de/online­anhaenge/, Teile 1. und 2., Tabellen A1 bis A3). Im Folgenden beschränken wir uns auf die zentralen Variablen und die methodische Vorgehensweise: Die abhängige Variable im ersten Analyseschritt bildet eine 3­stufige Skala zur Bewertung der allgemeinen gegenwärtigen wirtschaftlichen Lage in Deutschland: III. Kurzfristdeterminanten des Wählerverhaltens 331 „gut“ ist mit dem Wert 1 kodiert, der Wert 0 steht für die Einschätzung „teils gut/ teils schlecht“, eine Bewertung mit „schlecht“ führt zu einer Kodierung mit ­1. Wegen des ordinalen Skalenniveaus der abhängigen Variablen und der Mehr­ ebenenstruktur der Daten werden Mehrebenen­Random Effect­Varianten eines Ordered Logit­Modells geschätzt.4 Die zweite Ebene sind dabei Beobachtungsmo­ nate. Die Makrovariablen als Indikatoren der tatsächlichen wirtschaftlichen Lage umfassen zunächst die drei gängigen Indikatoren Wirtschaftswachstum, Arbeits­ losigkeit und Inflation. Alle Variablen werden als Veränderung gegenüber dem entsprechenden Vorjahreszeitpunkt spezifiziert. Die Inflation wird über die pro­ zentuale Veränderung der Verbraucherpreise gegenüber dem Vorjahresmonat ge­ messen, die Arbeitslosigkeit durch die Veränderung der Arbeitslosenquote gegen­ über dem Vorjahresmonat in Prozentpunkten, das Wirtschaftswachstum in Form des prozentualen Wachstums des vierteljährlichen Bruttoinlandsprodukts gegen­ über dem Vorjahresquartal. Diese Variablen werden mit zeitlichen Verzögerungen (Lags) verwendet, um zu berücksichtigen, dass die Informationen zu den ökono­ mischen Kennzahlen für die Öffentlichkeit nicht unmittelbar verfügbar sind und/ oder sich teilweise erst mit Verzögerung bemerkbar machen. Verwendet werden jeweils die Werte des Vormonats (Arbeitslosigkeit und Inflation) bzw. des voran­ gegangenen Quartals (Wirtschaftswachstum). Über die derart erhaltenen Werte hinaus werden weiter zurückliegende Verzögerungseffekte dieser Variablen so ins Modell eingebracht, dass sich die Veränderungszeiträume nicht überschneiden.5 Hierüber wird geprüft, inwiefern vergangene Veränderungen einen nachhaltigen Effekt auf aktuelle Lageeinschätzungen haben. Als zukunftsgerichteter Wirt­ schaftsindikator wird zusätzlich der Geschäftserwartungsindex des ifo­Instituts verwendet. Auf diese Weise wird berücksichtigt, dass ökonomische Lageeinschät­ zungen auch von Konjunkturerwartungen beeinflusst sein können (MacKuen u.a. 1992). Um zu testen, ob die Effekte dieser Makrovariablen auf die subjektiven Ein­ schätzungen der Wähler mit dem formalen Bildungsniveau variieren, führen wir zwei Dummyvariablen ein, die erfassen, ob der höchste Schulabschluss von Be­ fragten die Mittlere Reife (Realschule) bzw. mindestens das Abitur ist. Als ge­ meinsame Referenzkategorie verbleiben Befragte ohne Schulabschluss und solche mit Hauptschulabschluss. Wir testen auf Interaktionen, indem multiplikative Ter­ me zwischen diesen Bildungsvariablen und den Wirtschaftsindikatoren ins Modell eingeführt werden. Unser vollspezifiziertes Modell enthält zudem zur Robust­ heitsprüfung Kontrollen für demographische Variablen (Alter, Geschlecht, Ar­ beitslosigkeit, Rentnerstatus), die über die persönliche wirtschaftliche Situation einen Einfluss auf die Lagebewertung haben könnten. Zur leichteren Interpretati­ on stellen wir unmittelbar die konditionalen Effekte der Wirtschaftsvariablen (und deren Standardfehler) für unterschiedliche Ausprägungen der moderierenden Variablen tabellarisch dar. 4 Benutzt wurde das STATA­Programm gllamm. 5 Zum Beispiel berücksichtigen wir neben der Veränderung der Arbeitslosenquote aus dem Vormo­ nat die Veränderung der Arbeitslosigkeit 13 Monate zuvor. Steiner/Steinbrecher | Wirtschaft und Wahlverhalten in Westdeutschland 332 PVS, Sonderheft 45/2011 Bei der vorliegenden Datenstruktur handelt es sich um gepoolte unabhängige Querschnitte (Wooldridge 2002: 128­132). Da die Beobachtungen unterschiedli­ che, jeweils zufällig ausgewählte Individuen betreffen, sind die Beobachtungen unabhängig. Als Konsequenz kann es etwa keine serielle Korrelation der abhängi­ gen Variable im Sinn von Paneldaten oder Zeitreihendaten geben. Dennoch wer­ den die Wirtschaftsvariablen, wie oben beschrieben, in einer Form verwendet, die möglichst sicherstellt, dass die erklärenden Variablen keine insgesamt trendhafte Entwicklung aufweisen.6 Die abhängige Variable im zweiten und zentralen Analyseschritt bildet die Wahlabsicht. Da sich die vorliegende Analyse auf die Amtsinhaberhypothese kon­ zentriert, gibt diese Variable wieder, ob Befragte jeweils eine Wahlabsicht zuguns­ ten einer der zum Befragungszeitpunkt in der Regierung befindlichen Parteien bekundeten oder nicht (1 = Regierungspartei, 0 = andere Partei). Die Wahlabsicht wird mittels eines logistischen Random Effect­Modells modelliert7, wobei die zweite Ebene, wie auch oben für den ersten Analyseschritt beschrieben, durch Monate konstituiert ist. Es werden nur die Monate einbezogen, die mindestens ein Jahr nach der Regierungsübernahme liegen, da wir davon ausgehen, dass neue Regierungen nicht unmittelbar für die wirtschaftliche Lage verantwortlich ge­ macht werden.8 Für die Untersuchung konditionaler Effekte ökonomischen Wäh­ lens werden Interaktionsterme zwischen den Moderatoren und der wirtschaftli­ chen Lage in das Modell integriert. Die Moderatoren sind der formale Schulabschluss (erneut gemessen wie oben bereits beschrieben) sowie dichotome Variablen für das Vorliegen einer Parteiidentifikation und die Selbsteinstufung in der Mitte der Links­Rechts­Skala (1 = Wert 6 auf einer 11­Punkte­Skala, 0 = an­ dere Skalenwerte). Um die Hypothesen prüfen zu können, ist zudem ein Maß der tatsächlichen wirtschaftlichen Lage erforderlich. Keine gute Lösung im Hinblick auf statistische Freiheitsgrade, die Effizienz der Schätzung und die Interpretierbarkeit der Ergeb­ nisse wäre es, die im ersten Analyseschritt verwendeten, sämtlichen oben beschrie­ benen Indikatoren mit den jeweiligen zeitlichen Verzögerungen simultan ins Mo­ dell einzuführen. Wir kombinieren die wirtschaftlichen Indikatoren stattdessen zu einem Index der objektiven wirtschaftlichen Lage. Die Gewichte für die einzelnen Indikatoren (und ihre Lags) bestimmen wir empirisch durch eine lineare OLS­ Regression der Einschätzungen der allgemeinen wirtschaftlichen Lage auf die ob­ 6 Abbildung A1 im Online­Appendix zeigt die Wirtschaftsindikatoren im Zeitverlauf und verdeut­ licht, dass die Variablen um einen stabilen Mittelwert zu schwanken scheinen. Inflation bildet da­ bei am ehesten eine Ausnahme. Formelle Tests auf Stationarität der Zeitreihen erlauben ein Zu­ rückweisen der Nullhypothese einer Einheitswurzel zumindest für Wirtschaftswachstum und Ar­ beitslosigkeit. Mittels eines Phillips­Perron­Test wird für das Wirtschaftswachstum (für den in der Analyse berücksichtigten Zeitraum) die Nullhypothese einer Einheitswurzel mit p < 0.01 zurück­ gewiesen. Für Arbeitslosigkeit ergibt sich für den Zeitraum Januar 1976 bis Februar 2010 ein p­ Wert von 0.07. Für die IFO­Geschäftserwartungen erhalten wir für den Zeitraum März 1977 bis Dezember 2007 einen p­Wert von 0.16 und für Inflation 0.29. 7 Verwendet wurde das STATA­Programm xtlogit. 8 Diese Annahme wird durch empirische Schätzungen gestützt. Der Effekt der wirtschaftlichen Lage wird geringer und lässt sich weniger präzise schätzen, wenn der Beginn der Amtszeit einer neuen Regierung nicht ausgeschlossen wird. III. Kurzfristdeterminanten des Wählerverhaltens 333 jektiven Wirtschaftsindikatoren (s. Online­Appendix). Die vorhergesagten Werte der Einschätzungen aus diesem Modell dienen als Index der wirtschaftlichen Lage in den Modellen zur Wahlabsicht.9 Strukturell entspricht das Modell den in Ta­ belle 1 dargestellten Modellen, da das gleiche Set an Wirtschaftsindikatoren ent­ halten ist. Neben dem Effizienzgewinn hat diese Vorgehensweise noch einen wei­ teren Vorteil. Die wirtschaftlichen Indikatoren können auch als Instrument für die Einschätzungen der wirtschaftlichen Lage im Rahmen einer Instrumentvariablen­ schätzung verstanden werden (s. Angrist/Pischke 2009: Kapitel 4), welche es er­ laubt, dem oben beschriebenen Endogenitätsproblem im Zusammenhang mit möglichen Rationalisierungsprozessen bezüglich der Wirtschaftswahrnehmungen zu begegnen.10 Als Kontrollvariable auf der Makroebene wird die Dauer der bisherigen Amts­ zeit der Regierung (über Legislaturperioden hinweg) in Monaten berücksichtigt, um sogenannte Kosten des Regierens zu berücksichtigen (Strøm u.a. 2003: 745). Ferner testen wir mit dem Abstand zur zurückliegenden bzw. nächsten Wahl in Monaten auf Popularitätszyklen (Miller/Mackie 1973). Da insgesamt vier unter­ schiedliche Koalitionskonstellationen im Schätzzeitraum enthalten sind, ist ein Set von Dummyvariablen für diese Konstellationen integriert, um zu berücksichtigen, dass die Größe der Unterstützergruppen und damit die Basiswahrscheinlichkeit einer Wahlabsicht für die Regierung erheblich variiert. Die Große Koalition bildet in diesem Fall die Referenzkategorie. Bezüglich der Kontrollvariablen auf der In­ dividualebene orientieren wir uns insbesondere an den Modellen von Kayser/Wle­ zien (2011: 349) sowie Müller/Klein und Debus (in diesem Band). Mehrere demo­ graphische Kontrollvariablen werden berücksichtigt und jeweils mit den Dummyvariablen für die Koalitionen interagiert, so dass der Effekt der Kontroll­ variablen je nach im Amt befindlicher Koalition unterschiedlich ausfallen kann. Folgende demographische Variablen sind enthalten: Alter, Geschlecht, katholi­ scher Kirchgang, Gewerkschaftsmitgliedschaft, Arbeitslosigkeit, Rentnerstatus sowie Dummy­Variablen für verschiedene Berufsgruppen (Arbeiter, Beamte, Landwirte sowie Selbständige; Referenzkategorie: Angestellte und niemals Berufs­ tätige). 9 Basierend auf den Schätzergebnissen werden auch Werte für diejenigen Monate vorausgesagt, in denen selbst nicht nach der Einschätzung der allgemeinen wirtschaftlichen Lage gefragt wurde. 10 Wie in Unterabschnitt 2.3 beschrieben, besteht das Problem, dass Einschätzungen der Wirtschafts­ lage von Parteipräferenzen beeinflusst sein können. Um den Effekt der Einschätzung auf die Prä­ ferenzen trotz dieses Endogenitätsproblems schätzen zu können, wird eine Instrumentenvariable benötigt, die mit der wirtschaftlichen Lage ausreichend (Identifikationsbedingung) und mit der Wahlabsicht ausschließlich über die Einschätzungen korreliert (Exklusionsbedingung). Dass die Identifikationsbedingung für das Instrument tatsächliche wirtschaftliche Lage erfüllt ist, lässt sich empirisch über die Regression in der ersten Stufe zeigen. Die Exogenität des Instruments scheint auch gegeben: Es ist schwierig, sich Kausalpfade von der Wirtschaftslage zur Wahlabsicht vorzu­ stellen, die nicht über Bewertungen der Wirtschaftslage vermittelt sind, und eine umgedrehte Kau­ salität von den Wahlabsichten für die Regierung zur Wirtschaftslage ist nicht plausibel. Ausgehend von dieser äquivalenten Sichtweise auf unser Vorgehen, folgen wir der Empfehlung von Angrist und Krueger (2001: 80) und rechnen im ersten Schritt eine lineare OLS­Regression der Einschät­ zungen der allgemeinen wirtschaftlichen Lage auf die Wirtschaftsindikatoren trotz des ordinalen Skalenniveaus der Einschätzungen. Steiner/Steinbrecher | Wirtschaft und Wahlverhalten in Westdeutschland 334 PVS, Sonderheft 45/2011 4. Kognitive Fähigkeiten, Ideologie, Parteiidentifikation und ökonomisches Wählen: Empirische Ergebnisse Den beiden zentralen Fragestellungen dieses Beitrages folgend, werden die empiri­ schen Ergebnisse in zwei Schritten dargestellt. In Unterabschnitt 4.1 wird unter­ sucht, ob die Übertragung objektiver wirtschaftlicher Informationen in subjektive Perzeptionen vom Bildungsniveau abhängt. Im folgenden Unterabschnitt 4.2 wird der Frage nachgegangen, ob und wie stark das Ausmaß ökonomischen Wählens zwischen verschiedenen Wählergruppen variiert. 4.1 Heterogene Wahrnehmungen der Wirtschaftslage Eine einfache deskriptive Betrachtung der jeweiligen Mittelwerte der Einschätzun­ gen der allgemeinen Wirtschaftslage innerhalb der drei Bildungsgruppen über die Zeit zeigt in hohem Maße parallel verlaufende Entwicklungen (s. Abbildung A2 im Online­Appendix). Wie es scheint, werden Wirtschaftsverläufe von den ver­ schiedenen Bildungsgruppen sehr ähnlich wahrgenommen. Rigoroser und syste­ matischer lässt sich unsere Fragestellung jedoch mittels statistischer Modellierung beantworten. Tabelle 1 stellt die Ergebnisse von zwei verschiedenen Modellen vor. Wie in Abschnitt 3 beschrieben, sind unmittelbar die konditionalen Effekte der Wirtschaftsvariablen für die unterschiedlichen Bildungsgruppen dargestellt. Wäh­ rend Modell 1 ausschließlich auf den in der Tabelle ausgewiesenen Prädiktoren basiert, schließt Modell 2 zusätzlich die oben genannten Kontrollvariablen auf der Individualebene ein, weist deren Effekte jedoch aus Platzgründen nicht aus. Tabelle 1 enthält nicht den vollständigen Satz der in unserer Untersuchung be­ rücksichtigten Wirtschaftsindikatoren inklusive der verschiedenen verzögerten Effekte, sondern reflektiert bereits die Resultate vorgeschalteter Modellschätzun­ gen. Diese sprachen dafür, die Inflation aufgrund empirischer Irrelevanz nicht weiter zu beachten, während sich z. B. insbesondere für das Wirtschaftswachstum signifikante positive Effekte auch für weit zurückreichende Verzögerungseffekte zeigten, so dass diese in das in Tabelle 1 gezeigte endgültige Modell einzuschlie­ ßen waren. Generell zeigt sich, dass die Befunde über die Modelle 1 und 2 relativ einheit­ lich sind. Wir diskutieren daher deren Ergebnisse gemeinsam und verweisen dabei gegebenenfalls auf Unterschiede. Insgesamt ergibt sich für alle drei Bildungsgrup­ pen der Eindruck rationaler und systematischer Einschätzungen der Wirtschafts­ lage. Diese werden mit der Höhe des Wirtschaftswachstums positiver und sind dabei nicht lediglich kurzsichtig orientiert, sondern berücksichtigen auch vergan­ gene Entwicklungen. Selbst vier Jahre zurückliegende Wachstumszahlen finden noch einen signifikanten Nachhall in den ökonomischen Einschätzungen der Wähler. Allerdings nimmt das Gewicht früheren Wachstums für aktuelle Einschät­ zungen mit wachsendem Zeitabstand tendenziell ab. Mit zunehmender Arbeitslo­ sigkeit werden die Lagebewertungen hingegen negativer, und auch hier zeigen sich zumindest auf das Vorjahr beschränkt ebenfalls verzögerte Effekte. Positiven Ein­ fluss auf die Wirtschaftswahrnehmungen üben überdies die im ifo­Index ausge­ drückten Geschäftserwartungen von Unternehmen aus. III. Kurzfristdeterminanten des Wählerverhaltens 335 Tabelle 1: Modelle zur Erklärung der Einschätzung der allgemeinen wirtschaftlichen Lage 1977-2007 (1) (2) Hauptsch. Realsch. Abitur Hauptsch. Realsch. Abitur ifo­Geschäfts­ erwartungen (t) 0.018*** 0.032*** 0.048*** 0.027*** 0.040*** 0.054*** (0.002) (0.002) (0.003) (0.002) (0.002) (0.003) Wirtschafts­ wachstum (t­3) 0.164*** 0.162*** 0.118*** 0.298*** 0.300*** 0.263*** (0.008) (0.012) (0.014) (0.008) (0.011) (0.012) Wirtschafts­ wachstum (t­15) 0.150*** 0.172*** 0.152*** 0.226*** 0.239*** 0.218*** (0.006) (0.008) (0.008) (0.006) (0.008) (0.009) Wirtschafts­ wachstum (t­27) 0.028*** 0.040*** 0.030*** 0.080*** 0.097*** 0.087*** (0.006) (0.007) (0.007) (0.005) (0.006) (0.007) Wirtschafts­ wachstum (t­39) 0.116*** 0.110*** 0.102*** 0.110*** 0.103*** 0.091*** (0.005) (0.006) (0.007) (0.005) (0.006) (0.006) Wirtschafts­ wachstum (t­51) 0.152*** 0.162*** 0.150*** 0.057*** 0.064*** 0.052*** (0.005) (0.006) (0.007) (0.004) (0.006) (0.006) Wirtschafts­ wachstum (t­63) ­0.005 0.003 0.012 ­0.028*** ­0.022*** ­0.015* (0.005) (0.006) (0.006) (0.005) (0.006) (0.007) ΔArbeitslosigkeit (t­1) ­0.289*** ­0.256*** ­0.305*** ­0.086*** ­0.057*** ­0.102*** (0.015) (0.017) (0.018) (0.015) (0.001) (0.017) ΔArbeitslosigkeit (t­13) ­0.076*** ­0.075*** ­0.131*** 0.016 0.018 ­0.036* (0.013) (0.015) (0.015) (0.013) (0.015) (0.016) Log­Likelihood ­199 541.32 0.108 (0.004) ­196 768.23 Standardabw. Random­Intercept 0.105 (0.003) Beobachtungen (Cluster) 216 659 (201) 216 425 (201) Anmerkungen: Dargestellt sind die konditionalen Effekte basierend auf einem Random Effect Ordered Logit-Modell. Die Modelle enthalten zusätzlich nicht-interaktive Parameter der Bildungsvariablen; Modell 2 enthält überdies die Kontrollvariablen Alter, Geschlecht, Arbeitslosigkeit und Rentnerstatus. Kursiv dargestellte Koeffizienten geben an, dass der konditionale Effekt von dem Effekt für Befragte in der niedrigsten Bildungsgruppe statistisch verschieden ist (95 %-Niveau). Standardfehler in Klammern; Signifikanzniveaus: *** p<0.001; ** p<0.01; * p<0.05. Im Vergleich zu den Gemeinsamkeiten fallen die Unterschiede zwischen den Bil­ dungsgruppen insgesamt eher moderat aus, entsprechen in der Tendenz aber den Erwartungen. So zeigt sich für alle Bildungsgruppen ein positiver Effekt des ifo­ Index. Der konditionale Koeffizient wird allerdings mit steigendem Bildungsni­ veau größer und ist für Befragte mit Abitur etwa doppelt so groß wie in der Gruppe mit dem niedrigsten Bildungsniveau. Mit Blick auf das Wirtschaftswachs­ tum offenbaren sich kaum nennenswerte Unterschiede zwischen den Gruppen. Alle konditionalen Koeffizienten liegen dicht beieinander. Am ehesten zeigen sich noch Hinweise darauf, dass die Wirkung des aktuellen Wirtschaftswachstums für Befragte mit dem höchsten Bildungsabschluss schwächer ausfällt. Die konditiona­ len Effekte für Befragte mit Abitur sind in beiden Modellspezifikationen statis­ tisch signifikant verschieden vom Effekt in der Referenzkategorie – aber die Grö­ ße der konditionalen Einflüsse in Tabelle 1 zeigt, dass auch hier die substantiellen Unterschiede gering sind. Die Koeffizienten für die aktuelle Veränderung der Ar­ Steiner/Steinbrecher | Wirtschaft und Wahlverhalten in Westdeutschland 336 PVS, Sonderheft 45/2011 beitslosenquote zeigen keine nennenswerten Unterschiede in Abhängigkeit vom Bildungsniveau, jedoch offenbaren sich differentielle Effekte für die im Vorjahr gemessene Veränderung der Arbeitslosigkeit. Bei Personen mit dem höchsten Bil­ dungsniveau hat diese Variable in Modell 1 einen deutlich stärkeren negativen Einfluss auf die Bewertungen der Wirtschaftslage. In Modell 2 lässt dieser verzö­ gerte Wert der Veränderung der Arbeitslosigkeit nur noch bei den formal höher Gebildeten einen signifikanten negativen Effekt auf die Bewertungen der allgemei­ nen Wirtschaftslage erkennen. Insoweit scheinen die Einschätzungen der wirt­ schaftlichen Lage mit Blick auf die Arbeitslosigkeit für Befragte mit Abitur stärker von längerfristigen Entwicklungen beeinflusst zu sein. Zusammenfassend ist festzustellen, dass sich zwar differentielle Effekte von Wirtschaftsindikatoren auf Lagebewertungen zeigen, jedoch sind die Unterschiede insgesamt gering. In allen Bildungsgruppen stehen die Bewertungen relativ stark in Übereinstimmung mit Geschäftserwartungen, aktuellen Veränderungen des Bruttoinlandsprodukts und der Arbeitslosenquote sowie vergangenen Entwick­ lungen des Wirtschaftswachstums. Die wenigen und schwachen Interaktionen, die sich offenbaren, deuten darauf hin, dass die Entstehung der Lagebewertungen der am höchsten Gebildeten, wie erwartet, einem etwas komplexeren Modell folgt. Ein Indikator dafür ist der stärkere Effekt der auf die Zukunft gerichteten Ge­ schäftserwartungen. Zudem scheint die Perspektive bei der Berücksichtigung von Veränderungen der Arbeitslosigkeit in dieser Wählerkategorie etwas langfristiger zu sein. Insofern lässt sich die von uns aufgestellte Hypothese zumindest ansatz­ weise bestätigen. Letztlich scheint aber für alle Befragten zu gelten, dass die Be­ wertungen der wirtschaftlichen Gesamtlage durch die Wähler in einem sehr syste­ matischen Zusammenhang mit objektiven Wirtschaftsindikatoren stehen und die wirtschaftliche Lage adäquat abbilden. 4.2 Heterogenes ökonomisches Wählen Ausgehend von den Befunden zur Umsetzung der objektiven Wirtschaftslage in subjektive Einschätzungen für unterschiedliche Bildungsgruppen wird im Folgen­ den betrachtet, welche Wählereigenschaften dazu führen, dass die wirtschaftliche Lage einen größeren oder aber kleineren Einfluss auf die Wahlentscheidung hat. Tabelle 2 stellt die Schätzergebnisse von vier Regressionsmodellen vor. Das Vorge­ hen ist wiederum schrittweise: Das sparsame Modell 1 enthält als Prädiktoren lediglich die Variablen zur Bildung, zur Parteiidentifikation, den Index der wirt­ schaftlichen Lage sowie die entsprechenden Interaktionsterme. Modell 2 berück­ sichtigt, dass die direkten Effekte von Bildung und Parteiidentifikation auf die Wahlabsicht je nach Regierungskoalition variieren können und enthält zusätzlich entsprechende Interaktionen. Ferner werden die Kontrollvariablen auf der Mak­ roebene für Regierungsdauer, Popularitätszyklen und unterschiedliche Koalitio­ nen hinzugefügt. Modell 3 integriert überdies die demographischen Kontrollvari­ ablen. Erst Modell 4 fügt auch die ideologische Orientierung sowie den zugehörigen Interaktionsterm hinzu. Da die Frage nach der Selbsteinstufung auf der Links­Rechts­Skala nicht regelmäßig in den benutzten Politbarometer­Umfra­ gen enthalten war und fehlende Werte hinzukommen, gehen gegenüber den Mo­ III. Kurzfristdeterminanten des Wählerverhaltens 337 dellen 1­3 fast die Hälfte der Beobachtungen auf Ebene 1 (Befragte) und ca. ein Drittel auf Ebene 2 (Monate) verloren. Aus diesem Grund wird diese Interaktion erst im letzten Schritt ins Modell eingeführt. Dennoch verbleiben auch in Modell 4 noch über 125 000 Befragte, die in 199 Monate eingebettet sind. Die vollständi­ ger spezifizierten Modelle 3 und 4 sollten wegen der vielfältigen Kontrollvariab­ len verlässlichere Schlussfolgerungen zulassen. Wir stellen dennoch zunächst die einfacheren Modelle vor, um die Robustheit unserer Befunde über verschiedene Modellspezifikationen aufzuzeigen. Tabelle 2: Modelle zur Erklärung der Wahlabsicht für eine der Regierungsparteien 1977-2007 (1) (2) (3) (4) Allg. Wirtschaftslage 0.466*** 0.379*** 0.442*** 0.435*** (0.066) (0.048) (0.053) (0.100) Allg. Wirtschaftslage * Parteiidentifikation ­0.208*** ­0.253*** ­0.274*** ­0.348*** (0.030) (0.033) (0.037) (0.050) Allg. Wirtschaftslage * Abitur ­0.185*** 0.082* 0.066 0.030 (0.034) (0.037) (0.043) (0.052) Allg. Wirtschaftslage * Realschule 0.145*** 0.023 ­0.016 0.025 (0.032) (0.035) (0.039) (0.052) Allg. Wirtschaftslage * Ideologische Mitte 0.140** (0.045) Standardabw. Random­Intercept 0.317 (0.013) 0.172 (0.008) 0.185 (0.009) 0.239 (0.014) Residuale Intraklassen­Korrelation (ρ) 0.030 (0.002) 0.009 (0.001) 0.010 (0.001) 0.017 (0.002) Log­Likelihood ­175 875.09 ­175 228.23 ­139 301.44 ­69 141.144 Beobachtungen (Cluster) 259 107 (309) 259 107 (309)225 098 (309)126 460 (199) Anmerkungen: Logistisches Random Effect-Modell der Wahlabsicht für eine Regierungspartei. Die an den Interaktionen beteiligten Variablen sind jeweils auch in direkter Form enthalten; in den Modellen 2, 3 und 4 befinden sich zudem Interaktionsterme zwischen diesen Variablen und den drei dichotomen Variablen für die Koalitionskonstellationen (eine um diese Variablen erweiterte Tabelle (A5) findet sich im Online-Appendix). Die Modelle 2, 3 und 4 enthalten zusätzlich die Makro-Kontrollvariablen Regierungsdauer und Popularitätszyklus. Die Modelle 3 und 4 enthalten überdies die weiteren demographischen Kontrollvariablen Alter, Geschlecht, katholischer Kirchgang, Gewerkschaftsmitgliedschaft, Arbeitslosigkeit, Rentnerstatus, Berufsgruppe Arbeiter, Berufsgruppe Beamte, Berufsgruppe Landwirte, Berufsgruppe Selbständige sowie deren Interaktionen mit den drei Koalitions-Dummy-Variablen. Standardfehler in Klammern; Signifikanzniveaus: *** p<0.001; ** p<0.01; * p<0.05. Als erstes ist leicht festzustellen, dass alle Modelle gleichermaßen ökonomisches Wählen im Sinne der Amtsinhaberhypothese belegen. Der Koeffizient für die all­ gemeine wirtschaftliche Lage gibt jeweils den Effekt für den Fall an, dass die mo­ derierenden Variablen den Wert 0 annehmen. In den Modellen 1 bis 3 ist dies der Effekt der wirtschaftlichen Lage für Befragte mit dem niedrigsten formalen Bil­ dungsniveau und ohne Parteiidentifikation. In Modell 4 ist der Referenzfall zu­ sätzlich dadurch definiert, dass die Individuen nicht in der Mitte der Links­ Rechts­Skala verortet sind. Es wird aus Tabelle 2 unmittelbar ersichtlich, dass die Wirtschaftsvariable in den so spezifizierten Referenzkategorien jeweils einen sig­ Steiner/Steinbrecher | Wirtschaft und Wahlverhalten in Westdeutschland 338 PVS, Sonderheft 45/2011 nifikanten positiven Effekt auf die Absicht ausübt, für eine Regierungspartei zu stimmen. Eine Transformation der Logit­Koeffizienten in Chancenverhältnisse (Odds Ratios) durch Bildung der jeweiligen Exponentialfunktion zeigt, dass sie auch substanziell bedeutsam sind.11 Entscheidend für unsere Fragestellung ist aber, ob die Stärke dieses Effektes im von uns vermuteten Sinne mit Individualmerkmalen variiert. In Tabelle 2 zeigen sich für die Bildungsvariablen sehr instabile Ergebnisse. Nach Modell 1 ist der Ef­ fekt der wirtschaftlichen Lage für Wähler mit Abitur (statistisch signifikant) kleiner als in der Referenzkategorie (kein Abschluss oder Hauptschulabschluss); Modell 2 weist hingegen in die entgegensetzte Richtung eines stärkeren Effektes bei höher Gebildeten, während es in den Modellen 3 und 4 gar keine statistisch verlässlichen Unterschiede in den konditionalen Effekten gibt. Für das mittlere Bildungsniveau (Realschulabschluss) zeigen sich ähnlich inkonsistente Ergebnisse. In den vollstän­ digen Modellen 3 und 4 ist auch das Gewicht dieses Interaktionsterms fast Null und von statistischer Signifikanz weit entfernt. Bildungsunterschiede scheinen also auch für das Ausmaß ökonomischen Wählens keine bedeutsame Rolle zu spielen. Die Befunde für den moderierenden Effekt der Parteiidentifikation sind hinge­ gen über die verschiedenen Modelle einheitlich. Der Interaktionsterm des Index der allgemeinen Wirtschaftslage mit der Parteiidentifikation ist durchgängig hoch signifikant und negativ; mit zunehmender Komplexität der Modellierung wird er sogar stärker. Ökonomisches Wählen ist demzufolge bei Personen mit Parteibin­ dung schwächer ausgeprägt als bei Personen ohne Parteiidentifikation. Auch hin­ sichtlich des vermuteten moderierenden Effekts einer Positionierung in der Mitte des ideologischen Links­Rechts­Spektrums werden unsere Erwartungen bestätigt. Der Koeffizient des entsprechenden Interaktionsterms ist positiv und hoch signifi­ kant. Er belegt, dass die Bedeutung der wirtschaftlichen Lage für das Wahlverhal­ ten bei einer Positionierung in der Mitte der Links­Rechts­Skala größer ist. Ideo­ logisch extremere Wähler reagieren also bei ihrer Wahlentscheidung weniger auf die wirtschaftliche Performanz von Regierungen als moderate Wähler. Aus Tabelle 2 lässt sich allerdings die Größenordnung und statistische Signifi­ kanz der konditionalen Effekte der wirtschaftlichen Situation für unterschiedliche Ausprägungen der Moderatoren nicht erkennen (Brambor u.a. 2006). Abbildung 2 stellt daher die konditionalen Effekte der wirtschaftlichen Lage auf die Wahlab­ sicht für verschiedene Ausprägungen der Moderatorvariablen dar.12 Basierend auf Modell 3 in Tabelle 2 ist auf der linken Seite der Effekt der wirtschaftlichen Lage für verschiedene Kombinationen des Bildungsniveaus und der Parteiidentifikation abgetragen. Direkt ersichtlich ist, dass die Punktschätzungen für unterschiedliche 11 So ergibt sich für den Koeffizienten von 0.442 im Modell 3 ein Chancenverhältnis von 1.55. Er­ höht sich der Wert des Index der allgemeinen Wirtschaftslage um 1, was etwa dem Schritt von ei­ ner sehr schlechten zu einer sehr guten wirtschaftlichen Lage entspricht (der Wert der Wirtschafts­ lage variiert über die in Modell 3 berücksichtigten Monate zwischen einem Minimum von ­0.56 und einem Maximum von 0.84), steigen die Chancen, für eine Regierungspartei anstatt einer Nichtregierungspartei zu stimmen, um den Faktor 1,55. Liegt die geschätzte Wahrscheinlichkeit einer Wahlabsicht für die Regierung bei einer sehr schlechten wirtschaftlichen Lage also bei 45 Prozent (Odds: 0.82), steigt sie auf ca. 55 Prozent (Odds: 1.23) bei einer sehr guten Lage. 12 Wir folgen der Empfehlung von Buis (2010) und stellen die konditionalen Effekte als konditionale Koeffizienten und nicht in Effekten auf die Wahrscheinlichkeiten dar. III. Kurzfristdeterminanten des Wählerverhaltens 339 Bildungsniveaus dicht beieinander liegen. Auf der anderen Seite zeigen sich deut­ liche Unterschiede, je nachdem, ob eine Parteiidentifikation vorliegt oder nicht. Der geschätzte konditionale Koeffizient ist für Befragte mit Parteiidentifikation um etwa die Hälfte geringer. Zugleich wird anhand der 95 Prozent­Konfidenzin­ tervalle unmittelbar ersichtlich, dass die wirtschaftliche Lage auch bei vorliegen­ der Parteiidentifikation noch einen positiven, statistisch verlässlich von Null ver­ schiedenen Effekt auf die Wahlabsicht hat. Auf der rechten Seite von Abbildung 2 sind die konditionalen Effekt für unterschiedliche Kombinationen von Links­ Rechts­Orientierung und Parteiidentifikation basierend auf Modell 4 aus Tabelle 2 dargestellt. Um die Präsentation etwas zu vereinfachen, ist der praktisch unbe­ deutende konditionierende Effekt der Bildung nicht berücksichtigt. Die wirt­ schaftliche Lage hat den stärksten Effekt bei Befragten ohne Parteiidentifikation, die sich in der Mitte der Links­Rechts­Skala positionieren. Am zweitstärksten sind Befragte ohne Parteiidentifikation betroffen, die sich auf der linken oder rechten Seite des ideologischen Spektrums einstufen. An dritter Stelle liegt der Effekt für Personen mit Parteibindung aus der Mitte des ideologischen Spektrums. Bei parteigebundenen Personen, die sich außerhalb der ideologischen Mitte ein­ ordnen, besitzt die wirtschaftliche Lage kein signifikantes Gewicht für Wahlent­ scheidungen mehr. Es zeigt sich, dass der moderierende Effekt der Parteiidentifi­ kation deutlich stärker ausfällt als der moderierende Effekt der ideologischen Positionierung. Abbildung 2: Konditionale Effekte der wirtschaftlichen Lage auf die Wahlabsicht Anmerkungen: Dargestellt sind Effektkoeffizienten mit 95 Prozent-Konfidenzintervallen. PID = Parteiidentifikation. Steiner/Steinbrecher | Wirtschaft und Wahlverhalten in Westdeutschland 340 PVS, Sonderheft 45/2011 Abbildung 3: Vorhergesagte Wahrscheinlichkeit der Wahlabsicht für eine Regierungspartei nach Parteiidentifikation, ideologischer Selbstverortung und wirtschaftlicher Lage Anmerkungen: Die vorhergesagten Wahrscheinlichkeiten basieren auf Modell 4 in Tabelle 2. Angenommen ist eine rot-grüne Regierungskoalition; Regierungsdauer und Popularitätszyklus sind auf ihren Mittelwert, alle anderen Variablen auf den Modalwert (weiblich, kein Gewerkschaftsmitglied, kein katholischer Kirchgang, Hauptschulabschluss, nicht arbeitslos, nicht pensioniert, kein Arbeiter, kein Beamter, kein Landwirt, kein Selbstständiger) gesetzt. PID = Parteiidentifikation. Um die substantielle Interpretation der Effekte zu erleichtern, stellt Abbildung 3 auf Basis von Modell 4 aus Tabelle 2 vorhergesagte Wahrscheinlichkeiten der Absicht, für eine Regierungspartei zu stimmen, über den in der Stichprobe beob­ achteten Wertebereich des Index der allgemeinen wirtschaftlichen Lage für unter­ schiedliche Ausprägungen der Moderatorvariablen Parteiidentifikation und Links­ Rechts­Positionierung dar. Angenommen ist eine Koalition aus SPD und Grünen, alle weiteren Kontrollvariablen sind auf ihren Modal­ bzw. Mittelwert gesetzt. Zu­ nächst offenbaren sich deutlich die erwarteten Unterschiede für die Links­Rechts­ Orientierung: Die Wahrscheinlichkeit, eine Wahlabsicht für SPD oder Grüne anzu­ geben, ist für Personen, die sich selbst links einstufen, deutlich am höchsten. Von diesem für unsere Fragestellung nicht unmittelbar relevanten Niveaueffekt abgese­ hen, dokumentieren die Unterschiede in den Steigungen der einzelnen Kurven, wel­ che Unterschiede für die Stärke ökonomischen Wählens sich aus den moderieren­ den Variablen auf Individualebene ergeben. Für Parteiungebundene aus der Mitte des ideologischen Spektrums kann die wirtschaftliche Lage maximal einen Unter­ III. Kurzfristdeterminanten des Wählerverhaltens 341 schied von bis zu 20 Prozentpunkten in der Wahrscheinlichkeit bewirken, eine Re­ gierungspartei wählen zu wollen. Für Wähler mit Partei identifikation, die sich ideologisch links oder rechts einordnen, ergeben sich hingegen nahezu horizontal verlaufende Kurven. Für diese Wähler besteht also nur ein äußerst schwacher Zu­ sammenhang zwischen der wirtschaftlichen Lage und der Wahrscheinlichkeit einer Wahlabsicht für eine Regierungspartei. Insgesamt können wir also unsere Hypo­ thesen zum Einfluss der ideologischen Orientierung und der Parteiidentifikation auf das Ausmaß ökonomischen Wählens deutlich bestätigen. 5. Schlussbetrachtung Ziel dieses Beitrags war die Beantwortung von zwei verbundenen Fragestellungen zum ökonomischen Wählen für (West­)Deutschland im Zeitraum zwischen 1977 und 2007. In einem ersten Schritt ging es darum, ob die kognitiven Fähigkeiten der Bürger einen Einfluss darauf haben, wie gut sie die objektive ökonomische Lage in subjektive Wahrnehmungen umsetzen können. Der zweite Schritt widme­ te sich der Frage, ob das Ausmaß ökonomischen Wählens bei der Entscheidung für oder gegen eine Regierungspartei mit Eigenschaften von Wählern variiert. Sol­ che konditionierenden Effekte wurden für Bildung, Parteiidentifikation und ideo­ logische Orientierung untersucht. Die Befunde zur ersten Fragestellung deuten auf geringe moderierende Effekte hin: In allen Bildungsgruppen sind die Bürger recht gut in der Lage, die objektive Wirtschaftslage adäquat in subjektive Wahrnehmungen zu transformieren. Für Einschätzungen der allgemeinen Wirtschaftslage durch die Wähler bestätigt sich V. O. Keys (1966: 6) Diktum „voters are not fools“, und zwar weitgehend unab­ hängig von variierenden Niveaus formaler Bildung. Höher Gebildete scheinen bei ihrer Einstellungsbildung allerdings etwas mehr Informationen zu berücksichtigen als geringer Gebildete – insbesondere über zeitlich weiter zurückliegende Ent­ wicklungen, beispielsweise zur Arbeitslosigkeit, aber auch im Hinblick auf pro­ spektive Konjunkturerwartungen. Ungleich deutlichere moderierende Effekte zeigen sich für die Stärke ökonomi­ schen Wählens im zweiten Analyseschritt. Erneut erweisen sich Bildungsunter­ schiede als wenig bedeutsam. Allerdings ist zu bedenken, dass das Bildungsniveau als eher politikferne Variable kein optimales Maß sein könnte. Aufgrund von Da­ tenbeschränkungen standen uns Indikatoren wie politisches Interesse13 oder poli­ tisches Wissen, deren Verwendung die Analysen von Gomez und Wilson (2001, 2006) sowie Zaller (2004) nahelegen, nicht zur Verfügung. Fest steht jedenfalls, dass fehlende Parteibindungen und eine ideologische Position in der Mitte des 13 Politisches Interesse wurde im Politbarometer deutlich seltener abgefragt als Schulbildung. Wenn wir statt Bildung politisches Interesse als konditionierende Variable nutzen, erhalten wir in beiden Analyseschritten Befunde, die denen für Bildung entsprechen (s. Tabellen A6 und A7 im Online­ Appendix): Verwenden wir alternativ eine dichotome Variable für politisches Interesse in Modell 2 aus Tabelle 1 zeigt sich ebenfalls, dass die Geschäftserwartungen bei hohem politischem Interes­ se einen deutlich stärkeren Effekt haben. Davon abgesehen ergeben sich keine bedeutsamen Unter­ schiede. In Modell 3 aus Tabelle 2 ist ein alternativer Interaktionsterm aus wirtschaftlicher Lage und politischem Interesse nicht signifikant. Steiner/Steinbrecher | Wirtschaft und Wahlverhalten in Westdeutschland 342 PVS, Sonderheft 45/2011 Links­Rechts­Spektrums ökonomisches Wählen in starkem Maße begünstigen. Wähler, die sich mit einer Partei identifizieren und stärker ideologisch in eine Richtung festgelegt sind, reagieren hingegen auf Veränderungen der wirtschaftli­ chen Lage in deutlich geringerem Ausmaß. Unseren Befunden zufolge scheint dies daran zu liegen, dass auch weniger gebildete Wählergruppen wie erwähnt im Mit­ tel gut in der Lage sind, wirtschaftliche Begebenheiten in adäquate Wahrnehmun­ gen der allgemeinen wirtschaftlichen Lage umzusetzen und entsprechend bei der Wahlentscheidung zu nutzen. Als Moderatoren des ökonomischen Wählens schei­ nen in Deutschland nicht kognitive Limitationen und Kompetenzen eine Rolle zu spielen, sondern primär solche Variablen, welche die latente Bindung eines Wäh­ lers zu einer Partei oder einem politischen Lager erfassen und darüber die Offen­ heit für performanzbasiertes Wählen beeinflussen. Unsere Analyse repliziert somit den Befund von Kayser/Wlezien (2011) für deutsche Wähler. Darüber hinaus kann – nach unserer Kenntnis zum ersten Mal – empirisch ein Effekt der ideologischen Verortung auf die Stärke des ökonomi­ schen Wählens nachgewiesen werden. Insgesamt zeigt sich also, dass ökonomi­ sches Wählen auch von den Eigenschaften von Wählern abhängt. Unterschiede im Ausmaß ökonomischen Wählens zwischen Ländern könnten mithin nicht nur aus unterschiedlichen institutionellen Charakteristika des Regierungssystems erwach­ sen, sondern auch auf unterschiedliche Eigenschaften von Wählern zurückgehen (vgl. Kayser/Wlezien 2011: 365). Die Befunde helfen damit, zu verstehen, unter welchen Bedingungen auf Seiten des Elektorates performanzbasiertes Wählen er­ leichtert und erschwert wird. Aus demokratietheoretischer Perspektive sind sie somit bedeutungsvoll. Offensichtlich ist das Ausmaß ökonomischen Wählens in besonderer Weise von Parteibindungen und ideologischen Orientierungen abhän­ gig. Berücksichtigt man die schwächer werdende ideologische Polarisierung und die Abnahme von Parteibindungen im deutschen Elektorat, besteht langfristig ein stärkeres Potential für performanzbasiertes Wählen und damit für die Bestrafung oder Belohnung von Bundesregierungen in Abhängigkeit von ihren wirtschaftspo­ litischen Leistungen. Literatur Achen, Christopher H./Bartels, Larry M., 2006: It Feels Like We’re Thinking. The Ratio­ nalizing Voter and Electoral Democracy, Working Paper päsentiert bei der Jahresta­ gung der American Political Science Association 2006 in Philadelphia. 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