Zusammenfassung
Eine gängige Hypothese der partizipativen Demokratietheorie lautet, dass die vielfältige Beteiligung von Bürgern am politischen Prozess deren politisches Interesse und deren politischen Kompetenzen erhöht. Wir testen diese Hypothese am Beispiel der Wirkung der Beteiligung an Wahlen auf das politische Interesse von Erstwählern. Als Datenbasis dienen Individualdaten aus 13 Demokratien seit 1977, unter Anderem Befragungsdaten zu neun Bundestagswahlen zwischen 1983 und 2013. Ein Regressionsdiskontinuitätsdesign, das einen kausalen Wahlbeteiligungseffekt an der Altersschwelle zur Wahlberechtigung von jungen Erwachsenen identifiziert, zeigt einen deutlichen Effekt der Wahlbeteiligung auf das politische Interesse, der jedoch etwa sechs Monate nach der Wahl wieder verschwunden ist. Dieses empirische Muster zeigt sich in den deutschen, als auch den internationalen Parlamentswahlen.
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Auch in Bezug auf strategisches Wählen argumentieren verschiedene Autoren, dass die Wahlteilnahme das Verständnis des Wahlsystems erhöht. So lernen Wähler über wiederholte Teilnahme, wie das politische System Stimmen in politische Repräsentation umsetzt und lernen so, hoffnungslose Wahlentscheidungen (wasted votes) zu vermeiden (vgl. Tavits und Annus 2006; Selb 2012).
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Inwiefern direktdemokratische Abstimmungen die Teilnahme an Parlamentswahlen positiv (Smith 2001; Tolbert und Smith 2005; Tolbert et al. 2001, 2009; Smith und Tolbert 2007; Dyck und Seabrook 2010), nicht (Schlozman and Yohai 2008) oder sogar negativ beeinflussen (Freitag und Stadelmann-Steffen 2010), wird derzeit lebhaft diskutiert.
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Letztlich basieren auch die theoretischen Ansätze zur Erklärung der steigenden Anteile strategischer Wähler in jungen Demokratien (bspw. Tavits und Annus 2006) auf adaptiven Argumenten und die Gültigkeit der zugrundeliegenden Mechanismen ist von der Existenz langfristiger Effekte der Wahlteilnahme und des Feedbacks vom Wahlergebnis abhängig.
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Beispielsweise kann die Mobilisierung der Stammwählerschaft durch Parteien das politische Interesse von Wählern gegenüber Nichtwählern erhöhen. Im Längsschnitt würde dies als Effekt der Wahlbeteiligung auf das politische Interesse erscheinen.
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Genauer gesagt wird angenommen, dass die Dichteverteilungen aller Drittvariablen anders als die des endogenen Treatments Wahlbeteiligung sowie möglicherweise auch die der abhängigen Variable des politischen Interesses keine Diskontinuitäten an der Altersschwelle aufweisen (Imbens und Lemieux 2008, S. 618 f.).
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Dabei bleibt natürlich festzuhalten, dass innerhalb der Gruppe der Wahlberechtigten die unterschiedliche Wahlteilnahme sehr wohl eine Funktion des politischen Interesses sein kann.
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Im vorliegenden unscharfen Design werden zwei weitere, in diesem Kontext allerdings vernachlässigbare Annahmen gemacht, die besagen, dass die Zuweisung, also das Wahlalter einen Effekt auf das Treatment, also die Wahlbeteiligung haben muss, also es zumindest teilweise determinieren muss und dass die Wahrscheinlichkeit für keinen Befragten unterhalb der Altersschwelle höher sein darf als in der kontrafaktischen Situation in der der Befragte wahlberechtigt ist (Gelman und Hill 2006, S. 216). Diese Annahmen sind in dieser Situation trivial, da einerseits die Wahlbeteiligung unterhalb der relevanten Altersschwelle null ist und andererseits immer zumindest einige potentielle Erstwähler auch tatsächlich wählen gehen.
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Die Grenze von maximal 42 Monaten wurde gewählt, um die Messung des politischen Interesses nicht bereits in der Wahlkampfphase der nächsten Wahl durchzuführen. Abbildung 1 verdeutlicht, dass der Großteil der betrachteten Interviews im Zeitraum von bis zu 20 Monaten nach einer Wahl durchgeführt wurde.
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Für die USA wurde abweichend davon auf Items und Daten zu Präsidentschaftswahlen zurückgegriffen, da diese in den USA eine herausgehobene Bedeutung sowohl im Institutionensystem als auch in der medialen Aufmerksamkeit einnehmen.
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Der (instrumentierte) Effekt der Wahlbeteiligung auf das politische Interesse lässt sich als sogenannter Wald-Schätzer darstellen. Dieser gibt das Verhältnis aus dem Effekt der Wahlberechtigung auf das politische Interesse (die sogenannte reduced form regression) zu dem Effekt der Wahlberechtigung auf die Wahlbeteiligung (die sogenannte first stage regression) wider. Je stärker der Zusammenhang zwischen Wahlberechtigung und Wahlbeteiligung im Nenner dieses Verhältnisses, desto schwächer ist der geschätzte Effekt der Wahlbeteiligung auf das politische Interesse. Wahlberechtigte Nichtwähler die trotzdem von einer Wahlteilnahme berichten, erhöhen fälschlicherweise den Effekt der first-stage Regression und führen somit zu einer Unterschätzung des kausalen Wahlbeteiligungseffektes. Da Abb. 3 folgend jedoch die Neigung zur Überschätzung der Wahlbeteiligung auf beiden Seiten der Altersschwelle vorhanden ist – wie es unter der Gültigkeit der dem Design zugrundeliegenden Annahmen der Fall sein sollte und bei der Angabe „unmöglicher Wahlbeteiligung“ links der Altersschwelle vermutet werden kann, – ist die Verzerrung des Schätzers aufgrund von overreporting der Wahlbeteiligung vernachlässigbar, wohl aber wird seine Effizienz beeinträchtigt. Dies ist bei konstantem overreporting der Fall, da die Differenz der Wahlbeteiligung gleich bleiben sollte.
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Wie außerdem deutlich wird, behaupten einige wenige knapp nicht wahlberechtigte Befragte, an der jeweiligen Wahl teilgenommen zu haben. Diese offenbare Form des overreportings von Wahlteilnahme wurde nicht rekodiert, da es sich nur um sehr wenige Befragte handelt. Zudem ist es plausibel anzunehmen, dass es auf beiden Seiten der Diskontinuität overreporting existiert, es also Personen gibt, die immer eine Wahlteilnahme berichten (sogenannte Always-Takers). Der Wunsch nach Wahlbeteiligung scheint so stark ausgeprägt zu sein, dass diese Befragten sogar eine unmögliche Wahlbeteiligung angeben. Wir verzichten daher auf eine selektive Korrektur des overreportings auf einer Seite der Diskontinuität. Wie zuvor bereits erwähnt, würde ein gleichsam ausgeprägtes Overreporting auf beiden Seiten, dabei helfen, den Effekt der Wahlbeteiligung ohne Verzerrung zu schätzen.
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Die Logarithmierung dient dazu, den sinkenden marginalen Rückgang des Wahlbeteiligungseffektes abzubilden. Um nicht diejenigen Befragten auszuschließen, die direkt im Monat der Wahl befragt wurden, wurde die Anzahl der vergangenen Monate vor der Logarithmierung um eins erhöht.
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Während ein interessierender aggregierter Effekt einfach aus dem Haupteffekt der Wahlbeteiligung und dem jeweiligen (logarithmierten) Abstand zur Wahl berechnet werden kann, muss für den Standardfehler an jeder Stelle die Varianz-Kovarianz-Matrix der Schätzer betrachtet werden (Brambor et al. 2006). Konkret wird der Standardfehler für den aggregierten Effekt der Wahlbeteiligung (bspw. β) und einem Level z der interagierenden Variable mit Effekt γ wie folgt berechnet: \({\sigma _{\beta + yz}} = \sqrt {\sigma _\beta ^2 + {z^2}\sigma _\gamma ^2 + 2z\sigma _{\beta \gamma }^2} .\)
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Aufgrund des Abstands zur Wahl und der Altersbegrenzungen in Surveys können sich unterschiedliche Clusterungen des Abstandes zur Altersschwelle je nach Survey ergeben. Dies ist ein weiterer Grund, warum auf den jeweiligen Survey kontrolliert werden muss.
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Alle verwendeten Datensätze nutzen eine 4-stufige Skala, lediglich die 1988er Allbus-Umfrage nutzte eine 10-stufige Skala, die auf vier Stufen rekodiert wurde.
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Diesem Problem könnte prinzipiell durch eine bessere Modellierung des politischen Interesses durch weitere Kovariaten begegnet werden. Dabei ist jedoch zu beachten, dass eine vergleichbare Kodierung von Kovariaten über Surveys und Jahrzehnte hinweg nur schwer erreichbar ist und das analysierte Sample notwendigerweise stark verkleinern würde. Dies gilt natürlich insbesondere für die international vergleichende Analyse.
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Zudem ermöglicht dies die Schätzung unterschiedlicher Effekte der Kontrollvariablen auf beiden Seiten der Diskontinuität über Interaktionen dieser Variable mit den verschiedenen Kovariaten und stellt letztendlich eine flexible funktionale Form dar und schwächt die in RDD-Designs kritischen Annahmen bezüglich der funktionalen Form ab (Morgan und Winship 2014, S. 251; Shadish et al. 2002, S. 230 f.).
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Dies könnte auf substantielle Unterschiede des Wahlbeteiligungseffektes über Länder hindeuten, die in zukünftigen Analysen weiter untersucht werden sollten, jedoch den Rahmen dieser Studie sprengen würden. Als mögliche Faktoren könnten sowohl institutionelle Faktoren, wie Wahlsysteme, aber auch eher wahlspezifische Faktoren wie die Regierungsbildung (Alleinregierung vs. Koalitionsverhandlung) herangezogen werden.
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Insbesondere der Indikator für Befragte, die die Schule noch nicht beendet haben, konnte nicht einheitlich für alle Länder kodiert werden. Dieser Indikator ist natürlicherweise mit dem Wahlalter korreliert und hängt auch mit anderen wichtigen Lebensereignissen (bspw. Beginn Studium/Ausbildung, Umzug in erste eigene Wohnung) zusammen, so dass ein Einbezug wünschenswert gewesen wäre. Ein Robustheitscheck mit zwei binären Indikatoren, einem für Schüler, einem für Nicht-Schüler und Befragten mit fehlenden Angaben auf dieser Variable als Referenzgruppe (ca. 25 % der Befragten im 36-Monatsfenster) für das internationale Sample resultiert in höheren Koeffizienten des Wahlbeteiligungseffektes, der dem der auf Deutschland beschränkten Analyse ähnlich und der für alle drei Samples mit mindestens α ≤ 10 % signifikant ist. Bezüglich der Heterogenität über Zeit ergibt sich ein vergleichbares Bild. Diese Analyse wird aufgrund der fehlenden Bedeutung der Referenzkategorie bzw. der deutlich verringerten Abdeckung an Ländern und Wahlen bei Ausschluss der Befragten jedoch nicht gesondert präsentiert.
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Der Einbezug eines quadrierten Abstandterms sowie einer Interaktion desselbigen mit der Wahlbeteiligung, instrumentiert mit der Interaktion der quadratischen Variable mit dem Wahlberechtigungs-Indikator ändert die Ergebnisse kaum, insbesondere nicht im Hinblick auf die Signifikanz in verschiedenen Modellen sowie der zeitlichen Heterogenität des Effektes (s. unten). Letztlich möchten wir auch darauf aufmerksam machen, dass die Nutzung höherer Polynome für eine 4-stufige Item-Skala, deren numerische Interpretation auch eine Hypothese darstellt, nur wenig sinnvoll ist und eher eine Überanpassung der Daten zur Folge hat.
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Vorläufige Ergebnisse unter Nutzung unserer Daten bestätigen diese Erwartung nicht. Werden Gewinner und Verlierer einer Wahl darüber identifiziert, ob sie eine Parteibindung einer späteren Regierungsgegenüber einer Oppositionspartei berichten, dann finden wir keinen robusten Unterschiede im Wahlbeteiligungseffekt zwischen Gewinnern, Verlierern und Wählern, die sich keiner Partei verbunden fühlen. Anzumerken ist jedoch, dass die Messung der Parteibindung nach der Wahl die Möglichkeit einer endogenen Umdeutung als Gewinner bzw. Verlierer zulässt, da auch die Parteiidentifikation möglicherweise von der Wahlbeteiligung beeinflusst wird (vgl. Dinas 2014).
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Kroh, M., Käppner, K. (2016). Die Wirkung der Wahlbeteiligung auf das politische Interesse von Erstwählern. In: Schoen, H., Weßels, B. (eds) Wahlen und Wähler. Springer VS, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-658-11206-6_17
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