Zusammenfassung
Um Fragen nach den Wirkungen eines Dealignments auf die Häufigkeit und die Eigenschaften der Wechselwähler angemessen beantworten zu können, ist ein Instrument unabdingbar, das die Stabilität des individuellen Stimmverhaltens bei zwei aufeinanderfolgenden Wahlen valide mißt. Zusätzlich muß es sich um eine Technik handeln, die in den ausgewählten Ländern auf eine möglichst lange Serie von Wahlen angewendet werden kann, da nur eine Analyse auf einer solchen Grundlage der Prozeßhaftigkeit eines Dealignments gerecht werden kann. Wie die theoretische Diskussion gezeigt hat, handelt es sich bei der Erosion von Parteiloyalitäten zwar um ein auf der Aggregatebene angesiedeltes Phänomen, doch liegt der Schlüssel für die Antwort auf die Frage nach den wechselwahlbezogenen Wirkungen eines solchen Prozesses in der Mikroanalyse der Motive für wechselndes Wahlverhalten. Daher kommt eine Datenbasis zudem nur dann in Betracht, wenn sie derartige Untersuchungen auf der Individualebene gestattet. Mit diesen Anforderungen sind die drei Kriterien formuliert, die es anzulegen gilt, wenn aus den vorliegenden Methoden zur Messung wechselnden Wahlverhaltens ein geeignetes Verfahren ausgewählt werden soll.
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Literatur
Der Volatilitätsindex ist mit einer Reihe von Maßzahlen eng verwandt (siehe auch Remmer 1985: 259–260, 1991: 796). Beispielsweise gleicht ihm Raes (1967: 58–60) Vorschlag zur Berechnung der durchschnittlichen Veränderung des Stimmenanteils einer Partei bis auf den Divisor, für den Pedersen stets den Wert 2 verwendet, Rae aber die Zahl der Parteien einsetzt. Zudem läßt sich der Volatilitätsindex als Verallgemeinerung des für Zwei-Parteien-Systeme entwickelten, aber nicht nur für solche verwendeten (siehe etwa Haerpfer 1985: 269; Schultze 1995: 345) Konzepts ‚swing‘ auffassen (siehe MacCallum/Readman 1947; Rattinger 1997: 88; siehe zu der Diskussion um das Konzept etwa Miller 1972: 123–124; Tufte 1973; Butler/Van Beek 1990; Rose 1991; Gibson 1992; Dorling et al. 1993; Grofman et al. 1997).
Beispielsweise könnte der Pedersen-Index nur dann als valides Maß gelten, wenn keinerlei demographische und aus der Wahlbeteiligung resultierende Verschiebungen in den Stärkeverhältnissen zwischen den Parteien sowie keine spiegelbildlichen Wählerbewegungen aufträten (siehe Kienzl 1964: 33; Denver 1985a: 158, 1985b: 404–405; van der Eijk/Niemöller 1985: 356; Dalton/Rohrschneider 1990: 301; Zuckerman 1990: 192; Falter 1991: 75–80; M. Franklin 1992: 384; Sperber 1997: 283–284). Daher wird, sofern diese Maßzahl als Indikator für die individuelle Wechselaktivität eingesetzt wird (siehe exemplarisch Blücher 1962: 77; Faul 1960: 261; Korasteleva 2000: 349–350), implizit zumindest von der Prämisse eines monoton positiven Zusammenhangs zwischen Aggregatvolatilität und individuellen Parteiwechseln ausgegangen, die sich empirisch als zutreffend oder falsch erweisen kann (siehe für empirische Prüfungen mit wechselnden Ergebnissen Baur 1976: 287; Borre 1985: 380–381; Denver 1985b: 404–406; Bartolini/Mair 1990: 27–34; Ersson/Lane 1998: 29–30; Katz 2001: 75–76). Die ökologische Regression geht insbesondere von der Annahme über die Gebietseinheiten hinweg stabiler oder allenfalls zufällig variierender Übergangswahrscheinlichkeiten aus (siehe etwa Johnston 1981; Johnston/Hay 1982, 1983; Partie et al. 1994; King 1997: 56–68; siehe weiterführend Owen/Grofman 1997: 687; Achen/Shively 1995: 221–225; King 1997).
Stichprobenfehler und darauf beruhende Maßzahlen werden in der vorliegenden Arbeit — wie in der Literatur üblich — nach den Formeln für einfache Zufallsstichproben berechnet. Tatsächlich beruhen viele der verwendeten Daten jedoch auf komplexeren Erhebungsdesigns; oftmals handelt es sich um eine mehrstufige Zufallsauswahl, auf deren erster Ebene regionale Einheiten ausgewählt werden, aus denen im nächsten Schritt die zu befragenden Individuen gezogen werden. Da mehrmals eine Stichprobe gezogen wird, tritt nicht nur einmal ein Stichprobenfehler auf, so daß bedingt durch das Erhebungsdesign insgesamt ein größerer Stichprobenfehler als bei einer einfachen Zufallsauswahl anfällt. Das genaue Ausmaß des Designeffekts hängt zum einen von der Intraklassenhomogenität der regionalen Einheiten ab, da mit der Zunahme der Homogenität der einzelnen Einheiten die Varianz gegenüber einer einfachen Stichprobenziehung sinkt. Zum anderen spielt die Zahl der Einheiten insofern eine Rolle, als mit zunehmender Zahl der regionalen Klumpen die Verzerrung abnimmt. Wird nun der Stichprobenfehler für eine solche komplexe Stichprobe ohne Berücksichtigung des Erhebungsdesigns berechnet, wird er kleiner ausgewiesen, als er tatsächlich ist. Daher laufen Analysen, die sich darauf stützen, Gefahr, Differenzen oder Effekte als statistisch signifikant auszuweisen, die unter Beachtung des Erhebungsdesigns die Signifikanzschwelle nicht erreichten (siehe Kish 1957, 1965, 1968, 1995). Eine methodisch vollkommen korrekte Analyse müßte daher die Details des Erhebungsdesigns in die Berechnung einbeziehen; es genügt nicht, die Faustregel anzuwenden, den einfachen Stichprobenfehler mit der Quadratwurzel aus 2 zu multiplizieren (vgl. dazu etwa Scheuch 1967a: 39), da sich diese Regel in Abhängigkeit von der tatsächlichen Erhebung als stark irreführend erweisen kann (vgl. Gabler/Häder 2000). Das hier verwendete Programmpaket SPSS ist allerdings nicht in der Lage, das Stichprobendesign in den Berechnungen zu berücksichtigen, weshalb auf dessen expüzite Beachtung verzichtet werden muß; die generell konservative Interpretation in dieser Arbeit kann diesen Mangel nur teilweise beheben.
Ein eng verwandtes Instrument fragt, ob der Respondent bei den Wahlen, an denen er sich beteiligt habe, seiner Erinnerung nach stets für die gleiche Partei gestimmt oder sich auch schon einmal für eine andere Partei entschieden habe (siehe etwa Campbell et al. 1960: 125; Dittrich 1991a: 133; Müller et al. 1999: 206–207; Veen 1991: 14; Zelle 1995a: 99; Brunner 1999: 268–269; Alemann 2000: 184). Diese Methode erscheint noch problematischer als die eben diskutierte, da sie es vollkommen in das Beheben des Befragten stellt, auf welche Wahlen — beispielsweise nur auf einer staatlichen Ebene oder nur zu einem Typus von Wahlen — er sich mit seiner Antwort bezieht; da der Bezug der einzelnen Antwort nicht zu entnehmen ist, sind die Auskünfte verschiedener Respondenten strenggenommen inkommensurabel (siehe analog Kendall/Lazarsfeld 1950: 142).
Die erheblichen Rückerinnerungsfehler sprechen für eine generelle Skepsis gegenüber einer Recall-gewichtung von Daten (siehe etwa Krauß 1994). Besonders problematisch ist dieses Verfahren jedoch dann, wenn zwischen der tatsächlichen aktuellen Parteipräferenz und der angegebenen Wahlabsicht nicht die gleiche Beziehung besteht wie zwischen der zurückhegenden Wahlentscheidung und der darauf bezogenen Retrospektivauskunft; dies ist beispielsweise dann der Fall, wenn die aktuelle Parteipräferenz von der Antwort auf die Wahlabsichtsfrage korrekt abgebildet wird und sie gleichzeitig die Rückerinnerungsauskunft in ihre Richtung von der beim zurückliegenden Urnengang tatsächlich gewählten Partei ablenkt; ähnliches gilt, wenn Respondenten auf die Retrospektivfrage bevorzugt die bei der entsprechenden Wahl siegreiche Partei nennen (siehe etwa Weir 1975).
Ausnahmen bilden Erhebungen, in deren erster Welle nur die Mitglieder der Stichprobe konsultiert werden, die Wiederbefragungsbereitschaft signalisieren (siehe beispielsweise Zentralarchiv für empirische Sozialforschung o.J.: 4).
An dieser Stelle wird nicht versucht, das komplexe Ursachengeflecht der Panelmortalität darzustellen und zu diskutieren; dazu wäre es erforderlich, neben Merkmalen der Befragten etwa Eigenschaften des Studiendesigns und der Interviewsituation in der ersten Erhebungswelle in die Betrachtung einzubeziehen (siehe etwa Loosveldt/Carton 2001).
Der für Wiederholungsbefragungen typische Alterungseffekt ist für die Analyse des Parteiwechseis zwischen zwei Wahlen von nachrangiger Bedeutung. Verstreichen zwischen der ersten und zweiten Erhebungswelle beispielsweise vier Jahre, kann ein anfänglich vollkommen repräsentatives Panel zum zweiten Zeitpunkt per definitionem nicht mehr repräsentativ für die wahlberechtigte Bevölkerung ab 18 Jahren sein, da die nun 18- bis 21-jährigen Bürger nicht berücksichtigt sind (siehe etwa Valen 1978: 106). Diese Verzerrung ist jedoch insofern irrelevant, als die zum Zeitpunkt der zweiten betrachteten Wahl 18- bis 21-jährigen Personen beim ersten Urnengang überhaupt keine Stimme abgeben konnten.
Dies erscheint um so dringlicher, als vorliegende Validierungsversuche auf diesem Gebiet eher spekulativen und illustrativen Charakter besitzen, da sie beispielsweise den Stichprobenfehler systematisch vernachlässigen und daher Ergebnisse überinterpretieren (siehe etwa Baur 1976; Benewick et al. 1969; Himmelweit et al. 1978, 1985).
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Schoen, H. (2003). Zur Messung der Wechselwahl. In: Wählerwandel und Wechselwahl. Studien zur Politikwissenschaft. VS Verlag für Sozialwissenschaften. https://doi.org/10.1007/978-3-322-80478-5_4
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Online ISBN: 978-3-322-80478-5
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