Jump to ContentJump to Main Navigation
Show Summary Details
More options …

Zeitschrift für Soziologie

Ed. by Diehl, Claudia / Kalthoff, Herbert / Otte, Gunnar / Schnabel, Annette / Schützeichel, Rainer

6 Issues per year


IMPACT FACTOR 2017: 0.571
5-year IMPACT FACTOR: 0.783

CiteScore 2017: 0.75

SCImago Journal Rank (SJR) 2017: 0.394
Source Normalized Impact per Paper (SNIP) 2017: 0.764

Online
ISSN
2366-0325
See all formats and pricing
More options …
Volume 47, Issue 3

Issues

Kulturelle und ökonomische Bedrohung. Eine Analyse der Ursachen der Parteiidentifikation mit der „Alternative für Deutschland“ mit dem Sozio-oekonomischen Panel 2016

Cultural and Economic Threats. A Causal Analysis of the Party Identification with the “Alternative for Germany” (AfD) using the German Socio-Economic Panel 2016

Holger Lengfeld
  • Corresponding author
  • Institut für Soziologie Universität Leipzig Beethovenstraße 15, 04107 Leipzig Leipzig Germany
  • Email
  • Other articles by this author:
  • De Gruyter OnlineGoogle Scholar
/ Clara Dilger
  • Corresponding author
  • Institut für Soziologie Universität Leipzig Beethovenstraße 15, 04107 Leipzig Leipzig Germany
  • Email
  • Other articles by this author:
  • De Gruyter OnlineGoogle Scholar
Published Online: 2018-08-11 | DOI: https://doi.org/10.1515/zfsoz-2018-1012

Zusammenfassung

Wir diskutieren und testen zwei Thesen zur Identifikation mit der AfD, in denen die Einstellung zu Flüchtlingen in Deutschland eine zentrale Rolle einnimmt. Nach der Modernisierungsverliererthese lehnen Personen mit niedrigem sozialen Status die Fluchtzuwanderung als Konkurrenzanstieg um Arbeitsplätze und Sozialleistungen ab. Die These der kulturellen Bedrohung besagt, dass eine neue Spaltungslinie zwischen Kosmopoliten und Kommunitaristen entstanden ist, wobei letztere u. a. die Flüchtlingszuwanderung als Gefahr für die kulturelle Homogenität der Gesellschaft ablehnen. Anhand des Sozio-oekonomischen Panels 2016 finden wir regressionsanalytisch einen starken direkten Effekt der Ablehnung von Flüchtlingszuwanderung auf die Wahrscheinlichkeit, sich mit der AfD zu identifizieren. Zudem zeigt sich ein schwächerer, über die Einstellung zur Flüchtlingszuwanderung vermittelter Statuseffekt. Die Ergebnisse deuten darauf hin, dass die These der kulturellen Bedrohung größere Evidenz beansprucht.

Abstract

In this paper we test and discuss two theories on why people choose to identify politically with the AfD in which attitudes towards refugees in Germany take a central role. According to the ‘losers of modernization’ thesis, people of a low social status tend to reject refugees as they associate their presence with a rise in competition for jobs and a strain on social services. The thesis of ‘cultural threat’ states that a new conflict line has emerged between cosmopolitan and communitarian groups, whereby the latter will, among other things, reject the in-coming of refugees by perceiving them as a threat to the cultural homogeneity of German society. By means of a regression analysis on data provided by the 2016 Socio-Economic Panel, we find that a person’s inclination to reject refugees has a strong direct effect on the likelihood of them identifying with the AfD. In addition, we also found an albeit weaker effect of a person’s social status on party identification being moderated by their attitudes towards the influx of refugees. The results indicate the need for more evidence to back up the cultural threat thesis.

This article offers supplementary material which is provided at the end of the article.

Schlüsselwörter: Alternative für Deutschland; kulturelle Bedrohung; Migration; Modernisierungsverlierer; Parteiidentifikation; Sozio-oekonomisches Panel; Umfrageforschung

Keywords: Alternative für Deutschland; Cultural Threats; Migration; Losers of Modernization; Party Identification; German Socio-Economic Panel; Survey Research

1 Einleitung

Die Alternative für Deutschland (AfD) ist die erfolgreichste Partei in der jüngsten deutschen Parteiengeschichte. Nur wenige Jahre nach ihrer Gründung im Jahr 2013 ist sie ins Europaparlament eingezogen, stellt im Deutschen Bundestag die drittgrößte Fraktion und war seither bei allen Landtagswahlen erfolgreich, teilweise mit zweistelligen Ergebnissen. Dieser für eine neu gegründete Partei rasante Erfolg hat in Wissenschaft und Öffentlichkeit die Frage aufgeworfen: Wer sind die Menschen, die der AfD die Stimme geliehen und diesen Erfolg möglich gemacht haben, und welche Gründe haben sie für ihre politische Entscheidung? Diese Frage ist von analytischen Interesse, wie etwa eine aktuelle Debatte in der Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie (Heft 2/2018, im Erscheinen) belegt. Sie hat aber auch einen klaren Anwendungsbezug. Wie Nachwahlbefragungen der Bundestagswahl 2017 ergaben, haben 39 Prozent der AfD-Wähler bei der Bundestagswahl 2013 eine andere zuvor im Parlament vertretene Partei gewählt, und 35 Prozent kamen aus dem Lager der Nichtwähler (Forschungsgruppe Wahlen 2017). Offenbar ist es der AfD somit gelungen, vormalige Wähler anderer Parteien in erheblichem Umfang zu gewinnen. Damit ist sie für die etablierten Parteien zu einem ernstzunehmenden politischen Konkurrenten geworden. Das Wissen um die Gründe dafür, warum ein Teil der Bürger die AfD unterstützt, kann Hinweise darauf geben, ob die etablierten Parteien verlorene Wähler mittelfristig zurückgewinnen könnten, oder ob die AfD möglicherweise dauerhaft Teil des deutschen Parteiensystems wird.

In diesem Aufsatz untersuchen wir die Gründe der Identifikation von Bürgern mit der AfD im Vergleich zu denjenigen Bürgern, die sich mit einer anderen Partei identifizieren. Die Parteiidentifikation bringt die langfristige, affektive Bindung der Wähler an eine Partei zum Ausdruck (Arzheimer 2012; Mayer 2016). Sie ist aus unserer Sicht besser geeignet, um die wertbezogene Anhängerschaft einer Partei zu ermitteln, als es über das konkrete Wahlverhalten bzw. die Wahlabsicht („Sonntagsfrage“), in die auch taktische Erwägungen der Wähler einfließen können, möglich wäre. Zwar geht die Forschung davon aus, dass diese Bindung vorrangig im Zuge der politischen Sozialisation im jungen Erwachsenenalter entsteht. Dies würde bedeuten, dass es aufgrund der kurzen politischen Existenz der AfD keine oder nur eine schwache wertbezogene Identifikation mit dieser Partei geben dürfte. Wie wir sehen werden, zeigt sich dies empirisch nicht – es scheinen auch Bindungen jenseits der präformativen Phase zu entstehen.1

In den Abschnitten 2 und 3 referieren wir zwei Thesen, die unterschiedliche Argumente für die Identifikation mit der AfD vorbringen. Die erste These der „kulturellen Bedrohung“ leiten wir aus einer aktuellen Debatte ab, der zufolge in den letzten Jahren in vielen europäischen Ländern eine kulturelle Spaltungslinie zwischen „Kommunitaristen“ und „Kosmopoliten“ entstanden ist (Merkel 2017; Zürn & De Wilde 2016). Beide Gruppen weisen unterschiedliche Haltungen zum Bild einer kulturell offenen Gesellschaft auf, nach außen unter anderem im Hinblick auf Migration und internationale Solidarität, und nach innen im Hinblick auf die Akzeptanz von Multikulturalität und nicht-traditioneller Lebensformen. Kommunitaristen neigen zur AfD, weil sie glauben, dass sich die Partei für die politische sowie wirtschaftliche Autonomie und die kulturelle Homogenität der deutschen Gesellschaft einsetzt. Im Unterschied zu Menschen mit kosmopolitischer Gesinnung sehen sie in der Einwanderung von Migranten und Flüchtlingen eine Bedrohung der kulturellen Identität der deutschen Mehrheitsgesellschaft. AfD-Sympathisanten stellen sich damit gegen eine gesellschaftliche Entwicklung des Landes, die im Zuge der Öffnung nach außen (Europäisierung, Globalisierung) und des Wertewandels nach innen in den letzten 20 Jahren faktisch stattgefunden hat. In diesem Aufsatz prüfen wir, inwiefern die Ablehnung der Zuwanderung von Flüchtlingen, ein (theoretischer) Kernbestandteil der kommunitaristischen Weltsicht, mit einer erhöhten Identifikation mit der AfD einhergeht.2

Die zweite These ist die „Modernisierungsverliererthese“. Sie wird seit längerem im Zusammenhang mit rechtsextremen Parteien diskutiert (z. B. bei Falter 1994; Spier 2010). Wir wenden sie hier auf den Zusammenhang der Identifikation mit der AfD an und führen dabei Überlegungen weiter, die wir anderenorts angestellt haben (Lengfeld 2017). Die These besagt, dass im Zuge der wirtschaftlichen Globalisierung in den letzten zwei Jahrzehnten Personen mit geringem Humankapital und niedrigem Einkommen einen besonderen Anstieg von wirtschaftlichen Unsicherheiten und materiellen Einbußen erfahren haben und daher im besonderen Maße von wohlfahrtsstaatlichen Leistungen abhängig geworden sind. Weil die im Kern wirtschaftsliberale AfD kein sozial- und wirtschaftspolitisches Programm aufweist, das den materiellen Interessen dieser Modernisierungsverlierer entgegenkommt, gehen wir davon aus, dass sich die Identifikation dieser sozial schwächeren Gruppen mit der AfD aus (perzipierten) Ressourcenkonflikten mit Migranten und Flüchtlingen speist: Modernisierungsverlierer befürchten, dass sich durch deren Zuwanderung die Konkurrenz um Arbeitsplätze mit geringen Qualifikationsanforderungen und um Sozialleistungen verschärft. Sie identifizieren sich mit der AfD, weil diese die nationalen Grenzen für Flüchtlinge schließen, Wirtschaftsmigranten ausweisen und damit den Konkurrenzdruck für Inländer begrenzen will. Im Unterschied zur These der kulturellen Bedrohung, in der wertbezogene Motive zentral sind, speist sich die AfD-Nähe der Modernisierungsverlierer theoretisch also aus deren materieller Interessenlage. Daraus ergibt sich, dass sich beide Thesen nicht ausschließen, sondern ergänzen.3

Der empirische Ertrag dieses Beitrags besteht darin, beide Thesen mit möglichst neuen, den höchsten Standards der Umfrageforschung entsprechenden Daten zu prüfen. Wir verwenden das Sozio-oekonomische Panel (SOEP), Welle 33 (2016) und greifen dabei auf einen neu im SOEP verwendeten Indikator zur Messung von Einstellungen gegenüber Flüchtlingen zurück (Abschnitte 4 und 5). Mittels deskriptiver, multivariater logistischer und weiterer Regressionsanalysen finden wir empirisch einen starken direkten Effekt der Ablehnung der Flüchtlingszuwanderung auf die AfD-Identifikation. Weiterhin zeigen wir, dass Personen mit niedrigem sozialen Status bzw. solche mit großen wirtschaftlichen Sorgen eine erhöhte Wahrscheinlichkeit aufweisen, sich mit der AfD zu identifizieren. Dieser Effekt wird jedoch durch den Effekt der Ablehnung von Flüchtlingen vermittelt und wird insignifikant, sobald die letztgenannte Variable in den multivariaten Modellen berücksichtigt wird. Dies bedeutet, dass sich Modernisierungsverlierer dann mit der AfD identifizieren, wenn sie sich zugleich gegen die Zuwanderung von Flüchtlingen aussprechen. Unsere Schlussfolgerung ist: Nicht die soziale Schlechterstellung an sich, sondern ihre Verbindung mit der Präferenz für die Schließung des Landes gegenüber Flüchtlingen führt Menschen in die Nähe der AfD.

Weiterhin zeigen wir, dass die von uns untersuchten Ursachen der Identifikation mit der AfD in den neuen und den alten Bundesländern nahezu gleich sind, mit einer Ausnahme: In den neuen Ländern ist der Effekt der negativen Einstellung zur Flüchtlingszuwanderung auf die Identifikation mit der AfD stärker als in den alten Ländern.

Im letzten Abschnitt lautet unser Fazit: Präferenzen für die kulturelle Schließung Deutschlands haben eine zweifache Bedeutung für die Identifikation mit der AfD. Einerseits führt die Ablehnung der Flüchtlingszuwanderung über die Werthaltungen der Menschen direkt zur AfD. Andererseits beeinflusst sie die AfD-Identifikation indirekt über Ressourcenkonflikte, die aus dem sozialen Status folgen: Modernisierungsverlierer neigen eher als sozial bessergestellte Personen zur AfD, weil sie Flüchtlinge als Konkurrenten um knappe Ressourcen ablehnen. Daraus ergibt sich eine anwendungsbezogene Schlussfolgerung für die potentielle Attrahierbarkeit von AfD-Wählern für konkurrierende Parteien. Unsere Befunde deuten darauf hin, dass es den politischen Konkurrenten der AfD schwerfallen wird, AfD-Sympathisanten mit rein verteilungs- und sozialpolitischen Angeboten davon zu überzeugen, ihr Kreuz bei der nächsten Wahl bei ihnen zu machen, ohne dabei zugleich eine restriktivere Haltung im Umgang mit der Flüchtlingszuwanderung auszuflaggen – eine Haltung, die für die Wählerrinnen und Wähler erkennbar und glaubhaft sein müsste (Abschnitt 6).

2 Die These der kulturellen Bedrohung

In der Politikwissenschaft wird derzeit über die Entstehung einer neuen kulturellen Spaltungslinie in Deutschland und anderen entwickelten OECD-Gesellschaften diskutiert (Inglehart & Norris 2016; Merkel 2016, 2017; Teney & Helbling 2014; Teney et al. 2014; Zürn & De Wilde 2016). Diese Debatte knüpft an frühere (sozialpsychologische) Studien zu Ethnozentrismus an (z. B. Kinder & Kam 2009; Sniderman et al. 2000; Wright et al. 2012). Wir greifen eines der zentralen Argumente in dieser Debatte auf und wenden es auf die Identifikation von Bürgern mit der AfD an.

Im Zentrum der Debatte steht die (idealtypische) Annahme der Spaltung der Bevölkerung in zwei kulturell verschiedenen Lager: „Kosmopoliten“ und „Kommunitaristen“. Diese Spaltungslinie ist geprägt von unterschiedlichen kulturellen Wertvorstellungen über die Offenheit der nationalen Gesellschaft gegenüber Zuwanderern und Flüchtlingen, dem Verhältnis von internationaler Kooperation und nationalstaatlicher Souveränität und der Reichweite von Gleichheit und Gerechtigkeit als Basis für internationale Solidarität (Merkel 2017; Teney & Helbling 2014; Zürn & De Wilde 2016). Kosmopoliten vertreten dabei eine universalistische Weltsicht. Ihnen zufolge sollen Recht und Gerechtigkeit ohne Einschränkung für alle Menschen gelten, egal wo sie leben. Internationale Gerechtigkeit mit Bezug auf Handel, Arbeitsmigration und Asyl hat für sie hohe Legitimität. Die Öffnung von nationalen Grenzen wird als notwendige Folge der zunehmenden Globalisierung und zugleich als Chance für eine global gerechtere Politik angesehen. Weitere zentrale Forderungen von Kosmopoliten ist der Schutz von Menschenrechten und ethnischen Minderheiten (Zürn & De Wilde 2016).

Dagegen ist die Weltsicht von Kommunitaristen kontextualistisch: Für sie sind Gleichheit und Gerechtigkeit keine universal gültigen Werte, sondern können nur für begrenzte sozialgeografische Räume und kulturell integrierte Gemeinschaften gelten. Entsprechend wird die Verantwortung innerhalb kleinerer Gemeinschaften, die enge Verknüpfung von Recht und Nationalstaat und die Bedeutung der gemeinsamen Sprache und Kultur für Solidarität betont. Um die Gemeinschaft zu schützen, sind stabile nationalstaatliche Grenzen notwendig. Ihre Öffnung für Zuwanderer, aber auch ein starker grenzübergreifender Handel und die internationale politische Zusammenarbeit, gefährden somit den gesellschaftlichen Zusammenhalt (Zürn & De Wilde 2016).

Wie Inglehart und Norris (2016, 2017)4 argumentieren, hat die faktische Öffnung und Liberalisierung der OECD-Gesellschaften seit mehr als zwanzig Jahren zu einer Gegenreaktion von Teilen der Bevölkerung in Europa geführt. Kommunitaristen lehnen den Prozess, im Zuge dessen „[n]eue Lebensformen, gleichgeschlechtliche Ehen, Chancengerechtigkeit der Geschlechter, Multikulturalismus und ökologische Fragen“ die politischen Diskurse dominieren (Merkel 2016: 11), als grundsätzlich falsch ab. Dieser „Cultural Backlash“ findet in den Wahlerfolgen populistischer Parteien seinen politischen Ausdruck (Inglehart & Norris 2016, 2017).

Wir nehmen an, dass dieser Zusammenhang auch für Deutschland und den Aufstieg der AfD zutrifft.5 Unsere These ist, dass insbesondere die Zuwanderung von mehr als einer Million Flüchtlingen aus Syrien, Irak, Afghanistan und anderen Ländern in den Jahren 2015 und 2016 eine der zentralen Konfliktdimensionen zwischen den beiden Wertmustern darstellt. Während Kosmopoliten die Grenzöffnung begrüßen („Willkommenskultur“) und Hilfe für Flüchtlinge als Ausdruck einer moralischen Verpflichtung ansehen, stemmen sich Kommunitaristen gegen die kulturelle Öffnung der Gesellschaft. Die AfD ist für sie eine glaubhafte, öffentlich sichtbare und wirksame Alternative zu den etablierten Parteien, die die Öffnung der Grenzen im Jahr 2015 entweder ausdrücklich veranlasst, begrüßt oder sich nicht explizit dagegen ausgesprochen haben. So forderte die AfD in ihrem Bundestagswahlprogramm 2017 den Zuzug von Flüchtlingen nach Deutschland zu erschweren, die Zwangsrückführung von abgelehnten Asylbewerbern in die Herkunftsländer auszuweiten (AfD 2017: 28 ff.) und das Primat einer deutschen Leitkultur gegen den Multikulturalismus zu stellen (AfD 2017: 47). Sie will weiterhin das Ausmaß der europäischen Integration zurückdrängen, Deutschland aus der Eurozone austreten lassen (AfD 2017: 7; 13 ff.) und die nationalen Interessen Deutschlands vor internationale Kooperation stellen (AfD 2017: 18 ff.).

Uns sind, mit einer Ausnahme (siehe Fußnote 10) keine Studien bekannt, die die Einstellungen der Bürger zur Flüchtlingszuwanderung 2015 oder sogar umfassender kommunitaristische und kosmopolitische Weltbilder in zeitlicher Nähe zur Bundestagswahl 2017 als erklärende Faktoren der Identifikation mit der AfD geprüft haben. Dafür geben einige (ältere) Studien Hinweise zu vergleichbaren Einstellungen. Schmitt-Beck (2014) stellt auf Basis der German Longitudinal Election Study (GLES) 2013 einen Zusammenhang von europaskeptischen Einstellungen sowie von Sorgen vor Zuwanderung und Asyl auf die Wahrscheinlichkeit fest, bei der Bundestagswahl 2013 für die AfD zu votieren (Schmitt-Beck 2014: 44 ff.; siehe auch Schwarzbözl & Fatke 2016). Kroh und Fetz (2016) finden mit SOEP-Daten, dass der Anteil der Bürger, die sich große Sorgen um Zuwanderung machen und sich mit der AfD identifizieren, von 2014 (4 %) bis 2016 (10 %) angestiegen ist. Inglehart und Norris (2016) zeigen mit gepoolten Daten des European Social Survey 2002–2014, dass die Wahl europäischer populistischer Parteien im höheren Ausmaß durch Einstellungen des „Cultural Backlash“ als durch ökonomische Unsicherheiten der Bürgerinnen und Bürger erklärt werden kann (Inglehart & Norris 2016: 30).6 Allerdings unterscheiden Inglehart und Norris nicht zwischen Links- und Rechtspopulismus, weshalb die Ergebnisse nur eingeschränkt auf den deutschen Kontext anwendbar sind.

Die aktuellste Studie, die uns bekannt ist, stammt von Hilmer et al. (2017). Sie finden in ihrer 2017 durchgeführten Online-Studie, dass AfD-Wähler im Vergleich zu Nicht-AfD-Wählern häufiger autoritaristische, fremdenfeindliche und europaskeptische Einstellungen aufweisen und den staatlichen Institutionen in geringerem Ausmaß vertrauen. Besonders groß sind die Unterschiede im Bereich der Einstellung zur Flüchtlingszuwanderung: 84 Prozent der befragten AfD-Wähler stimmen der Aussage „Durch Zuwanderung fühlt man sich fremd im eigenen Land“ zu, aber nur 44 Prozent der Nicht-AfD-Wähler (Hilmer et al. 2017: 37).7

Es ist für uns in diesem Aufsatz aufgrund der Datenlage nicht möglich, den Zusammenhang zwischen der kommunitaristischen und kosmopolitischen Weltsicht in der Breite des Konstrukts auf die AfD-Identifikation zu prüfen. Wir analysieren stattdessen den Effekt der negativen Bewertung der Zuwanderung von Flüchtlingen nach Deutschland. Wir betrachten diese Einstellung als zentralen Bestandteil des kommunitaristischen Weltbilds (siehe Teney et al. 2014: 582 f. für eine empirische Messung).

H1: Je negativer eine Person die Zuwanderung von Flüchtlingen nach Deutschland bewertet, desto höher ist die Wahrscheinlichkeit, dass sie sich mit der AfD identifiziert.

3 Die Modernisierungsverliererthese

Die Grundidee der Modernisierungsverliererthese wurde früher mehrfach und in Varianten zur Erklärung der Wahl von rechtsextremen Parteien in Deutschland und teilweise von rechtspopulistischen Parteien in Europa herangezogen (siehe etwa Betz 1994; Bornschier & Kriesi 2010; Falter 1994; Götz 1997; Hadler 2004; Spier 2010; frühe Ansätze finden sich bereits bei Lipset 1960; für neueste europäische Analysen siehe Inglehart & Norris 2016). An anderer Stelle (Lengfeld 2017) haben wir sie in den Grundzügen rezipiert und zur Erklärung der AfD-Wahlabsicht verwendet. Im Folgenden bauen wir auf dieser früheren Argumentation auf und führen sie weiter.

Die Modernisierungsverliererthese bezieht sich auf den sozioökonomischen Status der Wählerinnen und Wähler (Kriesi et al. 2008). Versteht man Modernisierung als den Einfluss der wirtschaftlichen Globalisierung seit den 1990er Jahren auf den Wandel der materiellen Lebenschancen, so lässt sich in den OECD-Gesellschaften ein Anstieg der Unsicherheit von Erwerbskarrieren feststellen (Blossfeld et al. 2007; Milanovic 2016). Dieser Anstieg vollzog sich sozial ungleich: Unternehmen versuchten die Risiken, die für sie aus der Zunahme an weltweiter Konkurrenz entstanden sind, durch technologiegestützte Rationalisierung und externe Flexibilisierung von Beschäftigung durch Vertragsbefristung, Minijobs und Zeitarbeit zu verringern. In der Folge hatten vorrangig Personen mit einfachen beruflichen Tätigkeiten und geringer beruflicher Qualifikation ein gestiegenes Risiko an Einkommenseinbußen (oder vergleichsweise geringen Einkommenssteigerungen) sowie unfreiwilligen Erwerbsunterbrechungen zu tragen (Giesecke 2006 u. 2009; Milanovic 2016). Auch waren sie von den sogenannten Hartz-Reformen, insbesondere der Absenkung der Lohnersatzleistungen, besonders betroffen (Lessenich 2008). Gleichzeitig stieg die Ungleichheit der Markteinkommen von 1990 bis 2010 an. Während die Markteinkommen der Personen der untersten Einkommensdezile teilweise deutlich sanken, stiegen sie in den obersten Dezilen an (BMAS 2013; Grabka & Schröder 2018; Peichl et al. 2017; Schmid & Stein 2013). Dies trifft auch auf die Jahre 2007 bis 2011, den mittelbaren Zeitraum vor Gründung der AfD, zu. Damit verbunden kam es während der 1990er und 2000er Jahre in Deutschland zu einem Anstieg der Sorge vor Arbeitslosigkeit. Gezeigt wurde, dass die unteren sozialen Schichten das höchste Niveau an Sorgen aufwiesen (Burkhardt et al. 2013; Lengfeld & Ordemann 2017). Als „Modernisierungsverlierer“ bezeichnen wir daher Menschen, die im Zuge der Globalisierung relational, im Vergleich zu Personen mit höherem sozialen Status, an materiellen Lebenschancen eingebüßt oder deutlich geringere Zugewinne erzielt haben. Dies sind vor allem Personen mit niedrigem Bildungsstand, geringer beruflicher Qualifikation und niedrigem Einkommen.8

Folgt man der klassischen Annahme, dass Personen mit derjenigen Partei sympathisieren, die sich am ehesten für ihre (wirtschaftlichen) Interessen einsetzt (Downs 1957), so wäre die Identifikation mit der AfD Ausdruck der Überzeugung, diese Partei würde die materiellen Interessen der „kleinen Leute“ öffentlich sichtbar machen und ihnen eine Stimme geben. Dagegen spricht, dass die AfD kein an den Interessen der Modernisierungsverlierer ausgerichtetes sozial- und wirtschaftspolitisches Profil aufweist. Programmatisch vertritt sie eine marktliberale Position (Niedermayer 2015: 193), will etwa Anreize zur Aufnahme von gering entlohnten Tätigkeiten schaffen und Sozialleistungsmissbrauch bekämpfen (AfD 2016: 36 f.). Diese Position würde den Interessen der Modernisierungsverlierer damit zuwiderlaufen. Wir sehen daher mindestens zwei andere Gründe, warum sich Personen mit niedrigem sozialen Status mit der AfD identifizieren.

1. Ethnic Competition. Modernisierungsverlierer nehmen Flüchtlinge häufiger als nicht-legitime Konkurrenz um Arbeitsplätze wahr (Kriesi et al. 2008). Referenzliteratur ist unter anderem die „Realistic Group Conflict Theory“ (Campbell 1965; Olzak 1992; Quillian 1995): „(…) group conflicts are rational in the sense that groups do have incompatible goals and are in competition for scarce resources.“ (Campbell 1965: 287) Empirische Evidenz zur Stützung der Ethnic Competition-These (Olzak 1992) ist in verschiedenen Länderstudien erbracht worden (Haslam et al. 1992; Olzak 1992; Quillian 1995; Scheve & Slaugher 2001; Raijman et al. 2003; Gorodzeisky & Semyonov 2009).

2. Wohlfahrtschauvinismus. Weil Personen mit niedrigem sozialen Status in höherem Maße auf sozialstaatliche Transferzahlungen angewiesen sind, können sie im Vergleich zu statushöheren Personen Flüchtlinge und Migranten häufiger als Konkurrenten im Zugang zu Sozialleistungen, preiswerten Wohnraum und anderen knappen Gütern wahrnehmen. Die „wohlfahrtschauvinistische“ Forderung der Modernisierungsverlierer ist daher, soziale Rechte – und damit den Zugang zu Sozialleistungen – nur ethnisch Angestammten und bisherigen Einzahlern zuzubilligen. Dabei unterstellen sie, dass Flüchtlinge Sozialleistungen in Anspruch nehmen, ohne (langjährig) Beiträge oder Steuern zu deren Finanzierung entrichtet zu haben. Diese Wohlfahrtschauvinismusthese ist in zahlreichen Studien diskutiert und umfangreich belegt worden (Mewes & Mau 2012; Scheepers et al 2002; van Oorschot 2006; van der Waal et al. 2010).9

Das „Ethnic Competition“ – und das „Welfare Chauvinism“-Argument wenden wir nun auf die Zuwanderung von Flüchtlingen nach Deutschland an. Wie Worbs & Bund (2016: 6 f.) zeigen, verfügen die in 2015 und 2916 eingereisten Flüchtlinge überwiegend über geringes Humankapital, sind aufgrund ihrer fluchtbegründeten Mittellosigkeit in erhöhtem Maße auf Sozialleistungen angewiesen und üben, insofern sie bereits erwerbstätig sein können, in den ersten Jahren nach der Ankunft überwiegend einfache berufliche Tätigkeiten aus. Um diese Jobs konkurrieren sie mit den angestammten Modernisierungsverlierern. Dies bedeutet: Modernisierungsverlierer könnten sich häufiger als andere Personen mit der AfD identifizieren, weil diese Partei anzielt, sie vor unliebsamer Konkurrenz auf dem Arbeitsmarkt und um Sozialleistungen zu schützen (Söllner 2017). Tatsächlich macht die AfD den Modernisierungsverlierern hierzu ein klares politisches Angebot. In ihrem Bundestagswahlprogramm 2017 forderte sie, Migranten erst nach vorheriger vierjähriger sozialversicherungspflichtiger Beschäftigung den Zugang zu Sozialleistungen zu ermöglichen und Zuwanderung ausschließlich nach den ökonomischen Interessen des Aufnahmelandes zu steuern (AfD 2017: 29 f.).

Welche Evidenz gibt es für die Geltung dieser auf die Fluchtzuwanderung bezogenen Modernisierungsverliererthese? Soweit wir sehen, gibt es zum Zeitpunkt keine Studie, die die ökonomischen Motive der Unterstützung der AfD durch die Modernisierungsverlierer direkt misst. Vorliegende Studien nutzen als Indikatoren entweder den sozialen Status oder die subjektive Wahrnehmung von früheren oder zukünftig befürchteten Status- bzw. Wohlstandsverlusten, aufgrund derer sie auf die politische Motivation der Wähler schließen.

1.: Studien, die den sozialen Status als Prädiktor verwenden, finden widersprüchliche Zusammenhänge zur Unterstützung der AfD. Kroh und Fetz (2016) zeigen mit deskriptiven SOEP-Analysen, dass der Anteil der Arbeiter unter allen Bürgern, die der AfD zuneigen, von 2014 bis 2016 von 2 auf 11 Prozent und jener der Arbeitslosen von 1 auf 15 Prozent angestiegen ist (Kroh & Fetz 2016: 715). Brenke und Kritikos (2017) finden mit deskriptiven Analysen des ALLBUS 2016, dass der Anteil der Personen mit geringer beruflicher Qualifikation unter den AfD-Wählern im Vergleich zu anderen Parteien am höchsten ist (ebd.: 599). Ihnen zufolge haben AfD-Wähler auch das zweitniedrigste Einkommen nach den Wählern der Partei Die Linke (ebd.: 600).10

Gegenläufige Befunde finden Schmitt-Beck (2014) und Schwarzbözl und Fatke (2016) auf Basis von GLES-Daten 2013, dass weder der Bildungsgrad noch der berufliche Status eines Befragten einen Effekt auf die Wahrscheinlichkeit hatte, die AfD in der Bundestagswahl 2013 gewählt zu haben. Zu ähnlichen Befunden kommen Lengfeld (2017) in einer Sekundäranalyse von CATI-Daten des Umfrageinstituts „infratest dimap“ aus Herbst 2016 auf Basis der Sonntagsfrage sowie Hilmer et al. (2017) in einer Online-Befragung aus Februar 2017. Bergmann et al. (2016) stellen mit SOEP-Daten aus 2015 fest, dass etwa 30 Prozent der Personen, die der AfD zuneigen, dem obersten Quintil der Haushaltseinkommen angehören, aber nur ca. 15 Prozent dem untersten Quintil. Dagegen finden Bergmann et al. (2017) in einer Sekundäranalyse von Wahlergebnissen auf Wahlkreisebene, dass der AfD-Zweitstimmenanteil geringfügig mit der regionalen Arbeitslosenquote ansteigt (ähnlich Söllner 2017).

2.: Studien, die die subjektive Wahrnehmung von Statusverlusten heranziehen, kommen ebenfalls zu keinem eindeutigen Schluss. Auf der einen Seite stellen Kroh und Fetz (2016: 718) mit SOEP-Daten fest, dass der Anteil der Personen, die sich große Sorgen um die eigene wirtschaftliche Zukunft machen und sich mit der AfD identifizieren, von 2014 bis 2016 angestiegen ist. Hilmer et al. (2017: 26 ff.) finden in der bereits erwähnten Online-Umfrage, dass AfD-Wähler häufiger als Nicht-AfD-Wähler der Meinung sind, im Vergleich zu ihren Eltern sozial abgestiegen zu sein und sich mehr Sorgen um die eigene wirtschaftliche Zukunft, die Wohnsituation und um die Absicherung im Alter machen. Schmitt-Beck (2014) findet mit GLES-Daten dagegen keinen Effekt der Bewertung der eigenen wirtschaftlichen Situation auf die Wahrscheinlichkeit, die AfD 2013 zu wählen. Bergmann et al. (2016) stellen mit SOEP-Daten fest, dass sich weniger als 10 Prozent der AfD-Anhänger Sorgen um ihre eigene wirtschaftliche Situation machen. Lengfeld (2017) analysiert die Selbsteinschätzung von Wahlberechtigten als Gewinner oder Verlierer der gesellschaftlichen Entwicklung und findet keinen Effekt der Selbstzuschreibung als „Verlierer“ auf die AfD-Wahlpräferenz.11

Wir prüfen unsere revidierte, die Flüchtlingszuwanderung berücksichtigende Modernisierungsverliererthese mithilfe von drei objektiven Maßen des sozialen Status: niedriger Bildungsgrad, die Ausübung einfacher beruflicher Tätigkeiten und ein niedriges Einkommen. Zusätzlich verwenden wir zwei subjektive Maße der Perzeption eines zukünftigen Statusverlusts: Sorgen um die eigene wirtschaftliche Zukunft und um den Verlust des eigenen Arbeitsplatzes.

H2a: Personen mit einem niedrigen sozialen Status weisen gegenüber Personen mit mittlerem und hohem Status eine höhere Wahrscheinlichkeit auf, sich mit der AfD zu identifizieren.

H2b: Personen, die sich Sorgen vor Verlust ihres gegenwärtigen sozialen Status machen, weisen gegenüber Personen ohne entsprechende Sorgen eine höhere Wahrscheinlichkeit auf, sich mit der AfD zu identifizieren.

4 Daten, Variablen, Methode

4.1 Daten

Zur Prüfung unserer Hypothesen verwenden wir für Bürger in Deutschland qualitativ hochwertige stichprobenkontrollierte Umfragedaten, die möglichst nah am Zeitpunkt der letzten Bundestagswahl erhoben wurden und umfassende Indikatoren zum sozialen Status, zur Statusverunsicherung, der Bewertung der Flüchtlingszuwanderung und der Parteiidentifikation enthalten. Da wir davon ausgehen, dass der Anteil der Personen, die sich mit der AfD identifizieren, im Bundesdurchschnitt nicht über 5 Prozent liegt (Kroh & Fetz 2016: 713), sind wir an einer möglichst großen Stichprobe interessiert, um geringe Zellenbesetzungen bei multivariaten Analysen zu vermeiden. Die Daten des Sozio-oekonomischen Panels (SOEP) aus dem Jahr 2016 erfüllen diese Bedingungen.12 Das SOEP ist eine seit 1984 jährlich vom Deutschen Institut für Wirtschaftsforschung (DIW) durchgeführte bevölkerungsrepräsentative Längsschnittbefragung deutscher Privathaushalte (Näheres siehe Wagner et al. 2007). Im Jahr 2016 wurden erstmals Einstellungen gegenüber der Zuwanderung von Flüchtlingen im SOEP erhoben, was für unsere Fragestellung zentral ist.

Das zentrale Konstrukt ist die Parteiidentifikation. Wir vergleichen Personen, die sich mit der AfD identifizieren, mit Personen, die sich mit anderen Parteien identifizieren. Dabei müssen wir notwendigerweise Personen ausschließen, die sich mit keiner Partei identifizieren. Unsere um weitere fehlende Werte bereinigte Nettostichprobe umfasst 8447 Personen. Davon haben 460 Personen angegeben, zur AfD zu neigen, was einem Anteil von 5,5 Prozent (ungewichtet) aller Personen mit Parteiidentifikation entspricht.

4.2 Variablen

Abhängige Variable: Die Parteiidentifikation bringt die langfristige, affektive Bindung der Wähler an eine Partei zum Ausdruck (Arzheimer 2012; Mayer 2016). Sie ist aus unserer Sicht damit besser geeignet, um die Anhängerschaft einer Partei zu ermitteln als das konkrete Wahlverhalten bzw. die Wahlabsicht („Sonntagsfrage“), in die jeweils taktische Erwägungen der Wähler einfließen können. Allerdings hat dieser Indikator auch Nachteile. Angenommen wird, dass die Parteiidentifikation im Zuge der Sozialisation vermittelt wird und über den Lebenslauf stabil bleibt (Campbell et al. 1980 [1960]; Dalton 2016). Bei einer neuen Partei wie der AfD stellt das ein Problem dar, weil diese Sozialisationsprozesse bisher nicht haben wirken können. Auch sollten tagesaktuelle Themen keinen starken Effekt auf die Identifikation haben, was wir aber, aus oben genanntem Grund, nicht ausschließen können.

Im SOEP wird die Parteiidentifikation anhand der Frage „Welcher Partei neigen Sie zu?“ gemessen. Mittels einer vorgestellten Filterfrage wird diese Frage nur Personen gestellt, die zuvor angegeben hatten, einer Partei zuzuneigen (siehe Tab. 1). Da wir daran interessiert sind, die AfD-Anhänger mit dem Durchschnitt der Anhänger anderer Parteien zu vergleichen, haben wir die Variable binär rekodiert (0 = eine andere Partei, 1 = AfD). Nach Ausschluss von Fällen mit fehlenden Werten ergibt sich eine Nettostichprobe von n=8447 (7987 = andere Partei; 460 = AfD).

N%

CDU/CSU

3.251

38,5

SPD

2.251

26,7

Bündnis 90/Die Grünen

1.342

15,9

Die Linke

617

7,3

AfD

460

5,5

FDP

244

2,9

Republikaner/Die Rechte/NPD (kumuliert)

61

0,7

Andere/Kombination

221

2,6

Anm.: Quelle: SOEP v33 (2016); n= 8.447; eigene Berechnungen; ungewichtet; Werte kumulieren wg. Rundungsfehler nicht immer zu 100 %.

Tab. 1:

Verteilung der Befragten nach Parteiidentifikation in der Nettostichprobe

Wichtig ist, die Einschränkungen dieser Messung zu bedenken. Da wir nur Personen analysieren, die einer Partei zuneigen, können wir aus den Ergebnissen keinen Schluss auf die gesamte Bevölkerung ziehen.13 Zudem ist der Anteil der Wähler der AfD bei der Bundestagswahl 2017 deutlich größer als der ihrer Sympathisanten mit fünf Prozent in den Daten des SOEP 2016. Dies ist für unsere Fragestellung jedoch unerheblich, da wir daran interessiert sind zu ermitteln, welche spezifischen Gründe dafür verantwortlich sind, dass Personen eine Bindung zur AfD aufweisen. Dabei gehen wir davon aus, dass diese Personen für die Etablierung der Partei wichtiger sind als Personen, die ohne Parteibindung für die AfD stimmen würden (etwa Protestwähler).

Unabhängige Variablen: Zur Prüfung der Hypothese 1 zur Einstellung zur Flüchtlingszuwanderung nutzen wir eine Fragebatterie, die im SOEP Core erstmals 2016 eingesetzt wurde. Den Befragten wurden nach einem einführenden Fragetext fünf Teilfragen vorgelegt, von denen vier für die vorliegende Untersuchung verwendet wurden. Jede Frage sollte auf einer 11-stufigen Zustimmungsskala beantwortet werden, wobei die Enden der Skala mit gegensätzlichen Antwortvorgaben gekennzeichnet waren.

„Das Thema Flüchtlinge ist in Deutschland umstritten: Was würden Sie persönlich zu den folgenden Fragen sagen? Je weiter Sie Ihre Angabe auf der linken Seite der Skala machen, umso mehr trifft die linke Eigenschaft zu, je weiter Sie Ihre Angabe auf der rechten Seite der Skala machen, umso mehr trifft die rechte Eigenschaft zu!“

  • „Wird das kulturelle Leben in Deutschland im Allgemeinen durch Flüchtlinge untergraben oder bereichert?“ (0 = „untergraben“, 10 = „bereichert“).

  • „Wird Deutschland durch Flüchtlinge zu einem schlechteren oder besseren Ort zum Leben?“ (0 = „zu einem schlechteren Ort“, 10 = „zu einem besseren Ort“).

  • „Birgt ein starker Zustrom von Flüchtlingen kurzfristig mehr Risiken oder mehr Chancen?“ (0 = „kurzfristig mehr Risiken“, 10 = „kurzfristig mehr Chancen“).

  • „Birgt ein starker Zustrom von Flüchtlingen langfristig mehr Risiken oder mehr Chancen?“ (0 = „langfristig mehr Risiken“, 10 = „langfristig mehr Chancen“).

Eine konfirmatorische Faktorenanalyse zeigt, dass alle Items hoch auf denselben Faktor laden (siehe Tab. A.1 im Online-Anhang). Der Index weist einen Reliabilitätskoeffizient von 0,89 auf sowie eine annähernde Normalverteilung der Häufigkeiten der Indexwerte. Auf Basis dieser Items haben wir daher einen Summenindex gebildet (Skala: 0–10).

Um Hypothese H2a (Statuseffekt) zu prüfen, haben wir drei sozioökonomische Merkmale in die Analyse aufgenommen. a) äquivalenzgewichtetes Haushaltsnettoeinkommen: Um die Modernisierungsverlierer zu identifizieren, haben wir die Befragten für die deskriptive Analyse in drei Schichten eingeteilt. Die untere Schicht verfügt über bis zu 70 % des Medianeinkommens, die Mittelschicht weist ein Einkommen über 70 % und bis zu 150 % und die Oberschicht ein Einkommen über 150 % des Medianwerts auf. Für die multivariate Analyse haben wir das Haushaltseinkommen als logarithmierte metrisch skalierte Variable (in 1000€) verwendet. b) Berufsklasse (nach Erikson & Goldthorpe 1992: 38 f.): Wir berücksichtigen für die deskriptiven Analysen ein siebenstufiges ISCO-basiertes Klassenschema (liegt im SOEP bereits vor). Um geringe Zellenbesetzungen in den multivariaten Analysen zu vermeiden, haben wir das siebenstufige Schema reduziert und drei Schichten gebildet (zur Begründung der Einteilung siehe Lengfeld & Ordemann 2017: 171 ff.): untere Schicht (an- und ungelernte Arbeiter und Landarbeiter; gering qualifizierte Routineangestellte); Mittelschicht (Techniker, gewerbliche Vorgesetzte und Facharbeiter, höhere Routineangestellte; Selbstständige mit kleinen Unternehmen ohne akademische Qualifikation; untere Dienstklasse); Oberschicht (obere Dienstklasse). Da die Klassenvariable ausschließlich erwerbstätige Personen umfasst, haben wir zusätzlich eine Kategorie „keine Klassenangabe“ aufgenommen, damit Arbeitslose, Ruheständler und weitere Nicht-Erwerbspersonen in der Stichprobe enthalten bleiben. c) Wir nehmen den höchsten Bildungsabschluss mit in die Analyse auf.14 Dieser wird im SOEP anhand der 9-stufigen CASMIN-Skala erhoben, die wir zu drei Kategorien vereinfacht haben: 1 = kein Abschluss/Hauptschulabschluss, 2 = mittlere Reife, 3 = Abitur/Hochschulabschluss.

Zur Ermittlung des Effekts der subjektiven Wahrnehmung der wirtschaftlichen Lage (Statusverunsicherung; H2b) haben wir zwei Standarditems aus der SOEP-Sorgenbatterie verwendet. „Wie ist es mit den folgenden Gebieten  machen Sie sich da Sorgen? (…) 1. Um Ihre eigene wirtschaftliche Situation“; 2. „Um die Sicherheit Ihres Arbeitsplatzes“. Um in den multivariaten Analysen ausreichend Zellenbesetzungen zu erzielen, haben wir die ursprünglich dreistufige Skala dichotomisiert (0 = keine Sorgen; 1 = einige Sorgen/große Sorgen). Da die Frage nach der Sorge um den Arbeitsplatz nur aktuell erwerbstätigen Personen gestellt wurde, haben wir bei dieser Variablen eine zusätzliche Kategorie (2 = Nicht-Erwerbstätige) hinzugefügt, damit diese Personengruppe in der Stichprobe bleibt.

Zur Kontrolle der postulierten Zusammenhänge berücksichtigen wir Drittvariablen, die in anderen Studien (signifikant) mit dem Wahlverhalten oder der Parteiidentifikation variieren (etwa bei Kroh & Fetz 2016; Lengfeld 2017; Hilmer et al. 2017): Der Wohnort der Befragten in den neuen oder den alten Bundesländern, das Alter (in jeweils 10 Jahren), das Geschlecht (männlich/weiblich) und die Zufriedenheit mit der Demokratie.15

4.3 Methoden

Im ersten Schritt führen wir deskriptive bivariate Analysen durch, die die Komposition der AfD-Sympathisanten im Vergleich zu den Anhängern anderer Parteien zeigt. Diese Analysen wurden mit soziodemografischen Korrekturgewichten durchgeführt. Im zweiten Schritt untersuchen wir die Wahrscheinlichkeit, sich mit der AfD zu identifizieren, mittels multivariater logistischer Regressionen mit Ausgabe von durchschnittlichen marginalen Effekten (AME).16 Die beiden finalen Modelle (jeweils mit einem der beiden Indikatoren zur subjektiven Statusunsicherheit) geben wir als Koeffizientenplot aus, der die AMEs (in Prozentpunkten) der unabhängigen Variablen mit den zugehörigen Konfidenzintervallen grafisch wiedergibt (Abb. 1). Alle anderen Modelle finden sich tabellarisch im Online-Anhang (Tab. A.2).17 Um die Beziehungen zwischen den einzelnen Variablen sowie Einflüsse auf die Modellgüte bestimmen zu können, haben wir zusätzliche Modelle berechnet, in denen alle Variablen einzeln aufgenommen wurden (Tab. A.3 im Online-Anhang). Zusätzlich haben wir lineare Regressionen auf den Index der Ablehnung der Flüchtlingszuwanderung als abhängige Variable und den genannten Variablengruppen (ohne Demokratieunzufriedenheit) als unabhängige Variablen berechnet. Damit prüfen wir, inwiefern Modernisierungsverlierer eine negativere Einstellung zu Flüchtlingen haben als andere Personen (Tab. A.4 im Online-Anhang; nähere Begründung siehe in Abschnitt 4.2). Um weiterhin die Art der Interaktion der beiden von uns untersuchten Thesen genauer betrachten zu können, haben wir zusätzliche Modelle mit Interaktionstermen zwischen den Statusvariablen und der Variable zur Flüchtlingsablehnung berechnet (Tab.A.5 im Online-Anhang).

Da die AfD bei der Bundestagswahl 2017 in Ostdeutschland einen deutlich höheren Anteil der Zweitstimmen an allen in den neuen Bundesländern abgegebenen Zweitstimmen erhalten hat als in den alten Bundesländern, prüfen wir, ob sich der Einfluss der unabhängigen Variablen auf die AfD-Anhängerschaft in beiden Landesteilen voneinander unterscheidet. Dazu haben wir die logistischen Berechnungen zur Vorhersage der AfD-Identifikation getrennt nach Ost- und Westdeutschland durchgeführt. Die Ergebnisse geben wir ebenfalls als Koeffizientenplot aus (Abb. 2, für vollständige Modelle siehe Tab. A.6, jeweils im Online-Anhang).

5 Ergebnisse

5.1 Deskriptive Ergebnisse

Tab. 1 stellt die Zusammensetzung der AfD-Anhängerschaft dar. Wir lassen die Kontrollvariablen außer Acht und beginnen mit den Indikatoren des sozialen Status. Für die Modernisierungsverliererthese spricht, dass der Anteil der Arbeitslosen unter den AfD-Anhängern fast dreimal so hoch wie in der Vergleichsgruppe ist. AfD-Anhänger verfügen weiterhin über ein im Mittel 474 € niedrigeres Haushaltsäquivalenzeinkommen. Wie die Verteilung nach Einkommensschichten zeigt, geht dies auf einen höheren Anteil von Personen mit niedrigen Einkommen (AfD: 20,6 %, andere: 8,4 %) und einem geringeren Anteil mit höheren Einkommen (AfD: 21 %, andere: 37,9 %) zurück. Dafür gehören mehr als die Hälfte der AfD-Anhänger der Einkommensmittelschicht an. Das gilt in der Tendenz auch für die Verteilung der beruflichen Klassen. Zwar sind die als Modernisierungsverlierer identifizierten niedrigeren Routineangestellten und die an- bzw. ungelernten Arbeiter unter den AfD-Anhängern öfter vertreten als in der Vergleichsgruppe. Dies gilt jedoch auch für die Facharbeiter, die wir aufgrund ihres höheren Einkommensniveaus zur Mittelschicht zählen (Lengfeld & Ordemann 2017). Dagegen sind die beiden höchsten Klassen in der AfD unterrepräsentiert.

Gegen die Modernisierungsverliererthese spricht, dass Personen ohne bzw. mit dem niedrigsten Schulabschluss nur leicht häufiger in der AfD vertreten sind als in der Vergleichsgruppe. Stattdessen haben AfD-Anhänger öfter einen mittleren und seltener einen höheren Bildungsabschluss. Die subjektiven Indikatoren der Statusverunsicherung unterstützen dagegen die Modernisierungsverliererthese: AfD-Anhänger machen sich häufiger Sorgen um die eigene wirtschaftliche Situation und um die Sicherheit des Arbeitsplatzes (wobei die Unterschiede zum letzten Indikator geringer ausfallen).

Einen sehr klaren Gruppenunterschied zeigt der Indikator zur kulturellen Bedrohung. Das arithmetische Mittel des Index der Ablehnung von Flüchtlingen (Skalierung von 0 bis 10) liegt bei AfD-Anhängern mit 8,9 deutlich höher als in der Vergleichsgruppe mit 5,4.18

Diese deskriptiven Ergebnisse zeigen somit, dass unter den AfD-Anhängern – indikatorenabhängig – Modernisierungsverlierer tendenziell etwas häufiger vertreten sind als unter den Anhängern anderer Parteien. Dennoch finden wir unter AfD-Anhängern auch einen erheblichen Anteil von Personen mit mittlerem sozialen Status (mittlere Reife, mittlere Einkommensposition, Facharbeiter und Selbständige) und Personen mit schwacher Statusverunsicherung. Daraus schließen wir, dass die AfD zwar häufiger von Modernisierungsverlierern, aber auch von einem Teil der Mittelschichten getragen wird. Dagegen deutet die Variable zur Flüchtlingszuwanderung auf eine klare kulturelle Spaltung zwischen den AfD-Anhängern und den Anhängern anderer Parteien hin.

AfD

Andere

Gesamt

West

67,8

88,5

87,4

Ost

32,3

11,5

12,6

Männer

69,1

52,0

52,9

Frauen

30,9

48,0

47,1

Alter (Mittelwert)

48,6

55,7

55,4

arbeitslos

8,9

3,0

3,4

erwerbstätig

57,9

56,0

56,1

Nicht-Erwerbspersonen

29,2

38,8

38,3

in Ausbildung

4,1

2,2

2,3

kein Schulabschluss/Hauptschule

37,6

30,5

30,9

Mittlere Reife

33,4

22,3

22,9

Abitur/Hochschule

29,0

47,2

46,3

Einkommen (Mittelwert)

1613

2087

2062

untere Einkommensschicht

20,6

8,4

9,0

mittlere Einkommensschicht

58,4

53,7

54,0

obere Einkommensschicht

21,0

37,9

37,0

an-/ungelernte Arbeiter

24,7

8,7

9,6

Techniker/Facharbeiter

20,1

8,4

9,0

niedrige Routineangestellte

12,2

7,4

7,6

höhere Routineangestellte

5,9

10,5

10,3

Selbstständige

4,6

3,5

3,6

untere Dienstklasse

11,5

23,1

22,5

obere Dienstklasse

7,8

15,1

14,7

keine Klassenangabe

13,2

23,2

22,7

Sorgen um finanzielle Situation

 keine Sorgen

28,6

50,6

49,4

 einige Sorgen

47,1

39,9

40,3

 große Sorgen

24,3

9,5

10,3

Sorgen um Arbeitsplatzverlust

 keine Sorgen

32,3

42,0

41,5

 einige Sorgen

20,9

14,1

14,5

 große Sorgen

6,1

2,9

3,0

 Nicht-Erwerbstätige

40,7

41,1

41,0

Demokratiezufriedenheit 0–10 (Mittelwert)

2,6

6,3

6,1

Ablehnung Flüchtlingszuwanderung 0–10 (Mittelwert)

8,9

5,4

5,6

n (%)

460 (5,5)

7987 (94,6)

8447

Anm.: Quelle: SOEP v33(2016); n= 8.447; eigene Berechnungen, gewichtet; Werte kumulieren wg. Rundungsfehler nicht immer zu 100 %

Tab. 1:

Sozioökonomische Merkmale und kulturelle Einstellungen nach Parteiidentifikation (Gesamtdeutschland, relative Häufigkeiten und Mittelwerte)

5.2 Multivariate Ergebnisse

Abb. 1 gibt die Ergebnisse der logistischen Regression grafisch als durchschnittliche marginale Effekte in Prozentpunkten aus. Da wir zwei miteinander korrelierte Indikatoren zur Statusverunsicherung verwenden, berechnen wir erneut zwei alternative Modelle. Modell 1 enthält den Indikator der Sorge um den Verlust des Arbeitsplatzes und Modell 2 den Indikator zur Sorge um die eigene finanzielle Situation (die Modelle entsprechen den Modellen 5 und 6 der vollständigen Regressionsmodelle in Tabelle A.2 im Online-Anhang). Signifikante Effekte (auf 95-prozentigem Konfidenzniveau) sind dadurch gekennzeichnet, dass das per Linie eingetragene Konfidenzintervall die Nulllinie nicht kreuzt. Die Kontrollvariablen zeigen in beiden Modellen, dass sich Männer und Ostdeutsche mit jeweils knapp zwei Prozentpunkten höherer Wahrscheinlichkeit mit der AfD identifizieren als Frauen und Westdeutsche. Dagegen sinkt die Wahrscheinlichkeit zur AfD-Anhängerschaft pro 10 Lebensjahre um ca. einen Prozentpunkt. Gleiches gilt für die Unzufriedenheit mit der Demokratie (pro Punkt auf der Skala). Entscheidend ist, dass keiner der Indikatoren für einen geringen sozialen Status signifikant die Wahrscheinlichkeit erhöht, sich mit der AfD zu identifizieren.19 Auch statusverunsicherte Personen weisen keine signifikant größere Nähe zur AfD auf. Wir finden lediglich einen signifikanten Gruppenunterschied: Personen, für die keine Klassenangabe vorliegt, haben in Modell 1 gegenüber Personen der unteren beruflichen Schicht eine um ca. 1,7 Prozentpunkte und in Modell 2 eine um 1,4 Prozentpunkte geringere Wahrscheinlichkeit zur AfD-Nähe. Da wir diese Gruppe allein aus stichprobentechnischen Gründen berücksichtigen, wollen wir die Effekte nicht inhaltlich interpretieren. Dafür zeigt sich, dass mit jedem Skalenpunkt auf der Skala der Ablehnung der Flüchtlingszuwanderung die Wahrscheinlichkeit, zur AfD zu neigen, in beiden Modellen um durchschnittlich etwa 2,5 Prozentpunkte ansteigt.

Logistische Regression: Prädiktoren der Identifikation mit der AfD (Average Marginal Effects, in Prozentpunkten)
Abb. 1:

Logistische Regression: Prädiktoren der Identifikation mit der AfD (Average Marginal Effects, in Prozentpunkten)

Um herauszufinden, ob die Einstellung zur Flüchtlingszuwanderung die Effekte der Statusvariablen im Sinne der Hypothesen 2a und 2b moderiert (Konkurrenzausschluss von Flüchtlingen), haben wir die Variablen schrittweise in die Modelle eingeführt (siehe Tab. A.2 und A.3 im Online-Anhang). Die Modelle ohne die Variablen zur Demokratiezufriedenheit und zur Flüchtlingszuwanderung zeigen schwache, aber signifikante Effekte des Einkommens, moderate signifikante Effekte des hohen Bildungsstands (im Vergleich zu niedrig Gebildeten)20, der Zugehörigkeit zur oberen Schicht (im Vergleich zur unteren Schicht) sowie der finanziellen sowie arbeitsplatzbezogenen Sorgen (im Vergleich zu „keine Sorgen“). Unter Hinzuführung der Indikatoren zur Demokratiezufriedenheit und zur Flüchtlingszuwanderung schwächen sich diese Effekte der Merkmale der Modernisierungsverlierer deutlich ab und werden insignifikant. Dies bedeutet, dass tatsächlich eine Mediation der sozioökonomischen Variablen durch die Variable der kulturellen Bedrohung vorliegt: Modernisierungsverlierer lehnen die Flüchtlingszuwanderung in höherem Maße ab als Personen mit hohem sozialen Status und ohne Statusverunsicherung.21

Zur Einschätzung der Modellgüte haben wir neben McFadden’s Pseudo R² zusätzlich das AIC-Gütemaß herangezogen, da anhand dessen auch logistische Modelle mit einer unterschiedlichen Anzahl von Regressoren hinsichtlich ihrer Erklärungskraft verglichen werden können (siehe Tab. A.2 im Online-Anhang). Es zeigt sich, dass die Vollmodelle sehr hohe Pseudo R²-Werte von bis zu .43 und die niedrigsten AIC aller Modelle aufweisen; es handelt sich also um die Modelle mit der höchsten Erklärungskraft und -anpassung. Zudem führt die Aufnahme der beiden Variablen zur Statusverunsicherung nur zu sehr kleinen Veränderungen des AIC. Das heißt, dass diese Variablen trotz der statistischen Signifikanz der Koeffizienten in den Teilmodellen keine allzu große Erklärungskraft bezüglich der abhängigen Variable besitzen, im Vergleich zu der Flüchtlingsablehnung, welche eine große Veränderung des Pseudo R² und AIC zur Folge hat.22

Um ein genaueres Bild des beschriebenen Mediationseffekts zu erhalten, haben wir Interaktionsterme zwischen den Statusvariablen und dem Index der Ablehnung von Flüchtlingen berechnet (Tab. A.5 im Online-Anhang). Es zeigt sich, dass der Einfluss der Flüchtlingsablehnung zwar für alle Statusgruppen positiv ist, aber zwischen den Gruppen variiert: Personen mit höherer Bildung, höherem Einkommen und ohne Sorgen vor wirtschaftlichem Abstieg reagieren sensibler auf einen statistischen Anstieg der Variable zur Ablehnung von Flüchtlingen. Die letztgenannte Variable zeigt bei diesen Personengruppen also einen stärkeren Einfluss auf die Wahrscheinlichkeit der Parteiidentifikation mit der AfD. Die zum Teil signifikanten Haupteffekte dieser Variablen zeigen, dass Personen mit höherem Status bei geringer Flüchtlingsablehnung ein niedrigeres Niveau der AfD-Identifikation aufweisen. Da sich die Statusgruppen – wie zuvor gezeigt – unter Kontrolle der Flüchtlingsablehnung nicht signifikant in ihrem Ausmaß der AfD-Identifikation unterscheiden, kann darauf geschlossen werden, dass die Flüchtlingsablehnung zwar unterschiedlich starke Effekte und Ausgangsniveaus in den Gruppen aufweist, sich diese aber im Mittel nicht voneinander unterscheiden. Allerdings spricht dieser Befund dafür, dass die Wichtigkeit von wirtschaftlichen und kulturellen Faktoren für die AfD-Identifikation sich je nach Bildung, Einkommen und Abstiegssorgen unterscheidet.

Ziehen wir ein Zwischenfazit: Unsere Berechnungen haben zum einen Evidenz für Hypothese H1 erbracht, wonach Personen, die die Flüchtlingszuwanderung ablehnen, eine größere Wahrscheinlichkeit aufweisen, sich mit der AfD zu identifizieren. Weiter haben wir gezeigt, dass es einen über die Ablehnung der Flüchtlingszuwanderung indirekt wirkenden Effekt des sozialen Status auf die Identifikation mit der AfD gibt. Dies bedeutet, dass auch die von uns formulierte Modernisierungsverliererthese (H2a, H2b) bestätigt werden kann.23 Betrachtet man die Befunde in der Zusammenschau, so macht der indirekte Modernisierungsverlierereffekt aber nur einen kleinen Anteil des gesamten Effekts der Ablehnung der Flüchtlingszuwanderung auf die Parteiidentifikation aus. Dies zeigt sich in der deutlichen Veränderung der Modellgüte (Abnahme der Werte des AIC) bei Aufnahme der Variable zur Ablehnung von Flüchtlingszuwanderung (Tab. A.2 im Online-Anhang). Wäre der Einfluss dieser Variable ausschließlich auf die indirekten Einflüsse der zuvor signifikanten Statusvariablen zurückzuführen, würde sich die Erklärungskraft nicht so deutlich erhöhen. Entsprechend nehmen wir an, dass die Ablehnung der Flüchtlingszuwanderung über die Mediation der Statuseffekte hinaus einen eigenständigen und großen Erklärungsbeitrag zur AfD-Identifikation leistet. Mit anderen Worten: Wir finden zwar empirische Hinweise dafür, dass die Modernisierungsverlierer die AfD unterstützen, aber die deutlich bessere Erklärungskraft hat die These der kulturellen Bedrohung auf ihrer Seite.24

Im letzten Schritt unserer Analyse prüfen wir, ob die von uns untersuchten Prädiktoren auf die Identifikation mit der AfD in den neuen und alten Bundesländern unterschiedlich wirken.25 Damit können wir feststellen, ob sich Personen mit AfD-Neigung in Ost und West voneinander unterscheiden. Wir berichten hier nur das Modell mit der Sorge vor Arbeitsplatzverlust.26 Der Koeffizientenplot in Abb. 2 zeigt, dass sich die Effekte der Prädiktoren für Ost- und Westdeutsche nicht signifikant voneinander unterscheiden, da sich die Konfidenzintervalle der gruppenspezifischen Koeffizienten überlappen. Es gibt jedoch eine entscheidende Ausnahme27: Ostdeutsche haben pro Punkt auf der 11er Skala der Ablehnung der Flüchtlingszuwanderung einen mit 4,4 Prozentpunkten doppelt so hohen durchschnittlichen Anstieg der Wahrscheinlichkeit, sich mit der AfD zu identifizieren als Westdeutsche mit 2,2 Prozentpunkten. Wie zusätzliche deskriptive Analysen zeigen (ohne Abbildung, auf Anfrage erhältlich), unterscheiden sich Ost- und Westdeutsche in der Gesamtstichprobe zudem signifikant voneinander. Dies bedeutet: Menschen in den neuen Bundesländern sind zum einen kritischer gegenüber Flüchtlingen eingestellt (Kompositionseffekt), und sie neigen zudem bei gleicher Intensität dieser Einstellung häufiger zur Identifikation mit der AfD (Effekt der Einflussstärke).28

Logistische Regression: Prädiktoren der Identifikation mit der AfD – Ost- und Westdeutschland im Vergleich (Average Marginal Effects, in Prozentpunkten)
Abb. 2:

Logistische Regression: Prädiktoren der Identifikation mit der AfD – Ost- und Westdeutschland im Vergleich (Average Marginal Effects, in Prozentpunkten)

6 Schlussfolgerungen

In diesem Aufsatz haben wir zwei Thesen der Erklärung der Identifikation der Bürger in Deutschland mit der Partei „Alternative für Deutschland“ (AfD) empirisch getestet. Die These der kulturellen Bedrohung besagt, dass im Zuge der Globalisierung eine neue kulturelle Spaltungslinie zwischen Kosmopoliten und Kommunitaristen entstanden ist, die sich vor allem – aber nicht nur – an der Frage der Offenheit der Gesellschaft für Menschen aus anderen Ländern entzündet. Die These ist, dass Bürger, die die Zuwanderung von Flüchtlingen ablehnen, sich aus diesem Grund mit der AfD identifizieren. Die (revidierte) Modernisierungsverliererthese drückt aus, dass Personen mit niedrigem sozialen Status sich der AfD nahe fühlen, weil sie annehmen, dass die Partei den Zugang von Flüchtlingen zum Arbeitsmarkt und zu Sozialleistungen begrenzen und auf diese Weise die Konkurrenz zwischen Flüchtlingen und angestammten Modernisierungsverlierern um knappe Güter reduzieren will.

Auf Basis von Analysen mit Einstellungsvariablen des SOEP 2016 haben wir gezeigt, dass Personen, die die Flüchtlingszuwanderung nach Deutschland negativ bewerten, sich mit höherer Wahrscheinlichkeit mit der AfD identifizieren. Dieser Befund stützt die These der kulturellen Bedrohung. Auch für die Geltung der Modernisierungsverliererthese finden wir Hinweise. Die Analysen zeigen einen indirekten, über die Einstellung zur Flüchtlingszuwanderung vermittelten Effekt des sozialen Status auf die AfD-Identifikation. Unsere Interpretation dieses Effekts ist: Modernisierungsverlierer neigen stärker zur AfD, weil sie Flüchtlinge als Konkurrenten um Arbeitsplätze und um Sozialleistungen wahrnehmen. Ökonomische und kulturelle Konfliktdimensionen überlappen sich somit (siehe auch Merkel 2017: 13). Allerdings ist der indirekte Effekt der ökonomischen Faktoren im Vergleich zum Haupteffekt der kulturellen Einstellungen deutlich geringer.

Fazit: In unserer Analyse ist es maßgeblich der Wunsch nach kultureller Schließung, der die Menschen mit AfD-Neigung von Menschen mit anderen politischen Orientierungen unterscheidet. Allerdings muss man diese Schlussfolgerung sogleich einschränken. Unsere Ergebnisse können nicht eindeutig belegen, ob es sich dabei um Anzeichen für die Existenz einer umfassenden Konfliktlinie zwischen Kosmopoliten und Kommunitaristen handelt, wie die neuere politikwissenschaftliche Forschung postuliert (Inglehart/Norris 2017; Merkel 2017; Teney & Hebling 2014; Zürn & De Wilde 2016). Der Grund ist, dass wir über keine umfassende Messung dieser beiden Weltsichten verfügen, sondern nur eines ihrer Elemente, das Teil des Konflikts ist, empirisch testen konnten.

Dessen ungeachtet lässt sich unseren Befunden eine anwendungsorientierte Schlussfolgerung entnehmen. Wenn es richtig ist, dass sich hinter der Unterstützung der AfD durch die Bürgerinnen und Bürger und den jüngsten AfD-Wahlerfolgen ein kultureller Konflikt über Zuwanderung von Flüchtlingen nach Deutschland verbirgt, dann deutet sich an, dass die AfD möglicherweise gute Chancen hat, sich im deutschen Parteiensystem langfristig zu etablieren. Denn Fragen des Ausmaßes von Zuwanderung, Vorstellungen zu Multikulturalismus oder zur deutschen „Leitkultur“, aber auch die Anerkennung von entstandardisierten Lebensformen und die Reichweite der Geschlechtergleichheit berühren den wertbezogenen Kern einer Vorstellung, wie Menschen zusammenleben wollen. Anders als reine Verteilungskonflikte lassen sich diese kulturellen Konflikte, in denen letztbegründete Überzeugungen aufeinanderprallen, nicht einfach durch politische Kompromisse stillstellen oder sogar lösen. Aber auch aus Sicht der Modernisierungsverliererthese würde Verteilungspolitik nur begrenzt wirksam werden. Denn nach dieser ist es eine essentielle Komponente der Identifikation der Bürger mit der AfD, Konkurrenz um Arbeitsplätze und Sozialleistungen durch Flüchtlinge abzuwehren. Diesen Konflikt kann reine Verteilungspolitik nicht befriedigend lösen.

Weil die Einnahme einer wertbezogenen Position zu diesen Fragen für das Selbstverständnis der politischen Parteien in Deutschland aber wesentlich ist, erscheint es kaum möglich, dass die etablierten Parteien den Anhängern der AfD attraktive politische Angebote machen können. Denn um AfD-Anhänger auf ihre Seite zu ziehen, müssten die etablierten Parteien ihre mehr oder weniger liberalen Positionen in Zuwanderungsfragen zumindest teilweise aufgeben. Dadurch würden sie aber riskieren, einen Teil ihrer eigenen (tendenziell stärker kosmopolitischen) derzeitigen Anhängerschaft zu verlieren.29 In dieser Situation hat die AfD einen strategischen Vorteil: Sie muss lediglich Bürger mit kommunitaristischen Vorstellungen mobilisieren. Es ist zu vermuten, dass sie hierfür auch langfristig ausreichend Unterstützung in Deutschland findet.

Literatur

  • Achterberg, P. & D. Houtman, 2006: Why Do so many People Vote ‘Unnaturally’? A Cultural Explanation for Voting Behaviour. European Journal for Political Research, 45: 75–92. Google Scholar

  • Alternative für Deutschland, 2016: Programm für Deutschland. Grundsatzprogramm der Alternative für Deutschland. https://www.alternativefuer.de/programm/ (Zugegriffen: 03. Jan. 2017).Google Scholar

  • Alternative für Deutschland, 2017: Programm für Deutschland. Wahlprogramm der Alternative für Deutschland für die Wahl zum Deutschen Bundestag am 24. September 2017. http://www.afd.de/wahlprogramm (Zugegriffen: 1. 6. 2017).Google Scholar

  • Anhut, R., 2008: Die Konflikttheorie der Desintegrationstheorie. S. 383–407 in: T. Bonacker (Hrsg.), Sozialwissenschaftliche Konflikttheorien. Eine Einführung. Wiesbaden: VS.Google Scholar

  • Arzheimer, K., 2008: Die Wähler der extremen Rechten 1980–2002. Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwissenschaften.Google Scholar

  • Arzheimer, K., 2012: Mikrodeterminanten des Wahlverhaltens: Parteiidentifikation. S. 223–246 in: O. W. Gabriel & B. Westle (Hrsg.), Wählerverhalten in der Demokratie. Eine Einführung. Baden-Baden: Nomos.Google Scholar

  • Bergmann, K., M. Diermeier & J. Niehues, 2016: Parteipräferenz und Einkommen. Die AfD – eine Partei der Besserverdiener? IW-Kurzbericht 19. Köln: Institut der Deutschen Wirtschaft Köln.Google Scholar

  • Bergmann, K., M. Diermeier & J. Niehues, 2017: Die AfD: Eine Partei der sich ausgeliefert fühlenden Durchschnittsverdiener? Zeitschrift für Parlamentsfragen 48: 57–75.Google Scholar

  • Betz, H.-G., 2002: Rechtspopulismus in Westeuropa: Aktuelle Entwicklungen und politische Bedeutung. Österreichische Zeitschrift für Politikwissenschaft 31: 251–264.Google Scholar

  • Betz, H.-G., 1994: Radical Right-Wing Populism in Western Europe. London: Palgrave Macmillan.Google Scholar

  • Blossfeld, H.-P., S. Buchholz, D. Hofäcker, H. Hofmeister, K. Kurz & M. Mills, 2007: Globalisierung und die Veränderung sozialer Ungleichheiten in modernen Gesellschaften. Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie 59: 667–691.Google Scholar

  • Bornschier, S., 2010: Cleavage Politics and the Populist Right. Philadelphia: Temple University Press.Google Scholar

  • Bornschier, S. & H. Kriesi, 2013. The populist right, the working class, and the changing face of class politics. S. 10–29 in: J. Rydgren (Hrsg.), Class politics and the radical right. London: Routledge.Google Scholar

  • Brenke, K. & A.S. Kritikos, 2017: Wählerstruktur im Wandel. DIW Wochenbericht 29: 595–606.Google Scholar

  • Bundesministeriums für Arbeit und Soziales (BMAS), 2013: Lebenslagen in Deutschland. Der Vierte Armuts- und Reichtumsbericht der Bundesregierung. Berlin. http://www.bmas.de/DE/Service/Medien/Publikationen/a334-4-armuts-reichtumsbericht-2013.html (Zugegriffen: 18. 5. 2018)Google Scholar

  • Burkhardt, C., M. M. Grabka, O. Groh-Samberg, Y. Lott & S. Mau, 2013: Mittelschicht unter Druck? Gütersloh: Verlag Bertelsmann Stiftung.Google Scholar

  • Campbell, D. T., 1965: Ethnocentric and Other Altruistic Motives. S. 283–311 in: D. Levine (Hrsg.), Nebraska Symposium on Motivation. Lincoln: University of Nebraska Press.Google Scholar

  • Campbell, A., P. E. Converse, W. E. Miller & D. E. Stokes, 1980 [1960]: The American Voter. Chicago: University of Chicago Press.Google Scholar

  • Coenders, M. & P. Scheepers, 2003: The Effect of Education on Nationalism and Ethnic Exclusionism: An International Comparison. Political Psychology 24: 313–343.Google Scholar

  • Dalton, R.J., 2016: Party Identification and its Implications. Oxford Research Encyclopedia of Politics Online first [DOI 10.1093/acrefore/9780190228637.013.72].Google Scholar

  • Decker, F. (Hrsg.), 2006: Populismus. Gefahr für die Demokratie oder nützliches Korrektiv? Wiesbaden: VS.Google Scholar

  • Downs, A., 1957: An Economic Theory of Democracy. New York: Harper & Brothers.Google Scholar

  • Endrikat, K., D. Schaefer, J. Mansel & W. Heitmeyer, 2002: Soziale Desintegration. Die riskanten Folgen negativer Anerkennungsbilanzen. S. 37–58 in: W. Heitmeyer (Hrsg.), Deutsche Zustände. Folge 1. Frankfurt am Main: Suhrkamp.Google Scholar

  • Erikson, R. & J. H. Goldthorpe, 1992: The Constant Flux: A Study of Class Mobility in Industrial Societies. New York: Oxford University Press.Google Scholar

  • Falter, J. W., 1994: Wer wählt rechts? Die Wähler und Anhänger rechtsextremistischer Parteien im vereinigten Deutschland. München: Beck.Google Scholar

  • Forschungsgruppe Wahlen, 2017: Grafiken zur Bundestagswahl 2017. http://www.forschungsgruppe.de/Wahlen/Grafiken_zu_aktuellen_Wahlen/Wahlen_2017/Bundestagswahl_2017 (Zugegriffen: 29. 11. 2017).Google Scholar

  • Giesecke, J., 2006: Arbeitsmarktflexibilisierung und soziale Ungleichheit. Sozio-ökonomische Konsequenzen befristeter Beschäftigungsverhältnisse in Deutschland und Großbritannien Wiesbaden: VS.Google Scholar

  • Giesecke, J., 2009: Socio-economic Risks of Atypical Employment Relationships: Evidence from the German Labour Market. European Sociological Review 25: 629–646.Google Scholar

  • Götz, N., 1997: Modernisierungsverlierer oder Gegner der reflexiven Moderne? Zeitschrift für Soziologie 26: 393–413.Google Scholar

  • Gorodzeisky, A. & M. Semyonov, 2009: Terms of Exclusion: Public Views toward Admission and Allocation of Rights to Immigrants in European Countries. Ethnic and Racial Studies 35: 401–423.Google Scholar

  • Grabka, M. & C. Schröder, 2018: Ungleichheit in Deutschland geht bei Stundenlöhnen seit 2014 zurück, stagniert aber bei Monats- und Jahreslöhnen. DIW-Wochenbericht 9: 157–166.Google Scholar

  • Hadler, M., 2004: Modernisierungsverlierer und -gewinner: ihre Anteile, Wahrnehmungen und Einstellungen in einem 30 Staaten umfassenden Vergleich. SWS-Rundschau 44:7–32.Google Scholar

  • Hambauer, V. & A. Mays, 2018. Wer wählt die AfD? – Ein Vergleich der Sozialstruktur, politischen Einstellungen und Einstellungen zu Flüchtlingen zwischen AfD-WählerInnen und der WählerInnen der anderen Parteien. Zeitschrift für vergleichende Politikwissenschaften 12:133–154.Google Scholar

  • Haslam, S. A., J.C. Turner, P. J. Oakes, C. McGarty & B. K. Hayes, 1992: Context-dependent Variation in Social Stereotyping 1: The Effects of Intergroup Relations as Mediated by Social Change and Frame of Reference. European Journal of Social Psychology 22: 3–20.Google Scholar

  • Hilmer, R., B. Kohlrausch, R. Müller-Hilmer & J. Gagné, 2017: Einstellung und soziale Lebenslage. Eine Spurensuche nach Gründen für rechtspopulistische Orientierung, auch unter Gewerkschaftsmitgliedern. Working Paper Forschungsförderung 044/2017. Düsseldorf: Hans-Böckler-Stiftung.Google Scholar

  • Inglehart, R. & P. Norris, 2016: Trump, Brexit, and the Rise of Populism: Economic Have-Nots and Cultural Backlash. HKS Working Paper No. RWP16–026.Google Scholar

  • Inglehart, R. & P. Norris, 2017: Trump and the Populist Authoritarian Parties: The Silent Revolution in Reverse. Reflections on Politics 15: 443–454.Google Scholar

  • Inglehart, R., 1990: Culture Shift in Advanced Industrial Society. Princeton: Princeton University Press.Google Scholar

  • Kinder D. R & C.D. Kam, 2009: Us against Them: Ethnocentric Foundations of American Opinion. Chicago: Univ. Chicago Press.Google Scholar

  • Kriesi, H. (Hrsg.), 2008: West European Politics in the Age of Globalization. Cambridge: Cambridge University Press.Google Scholar

  • Kriesi, H., E. Grande, R. Lachat, M. Dolezal, S. Bornschier & T. Frey, 2008: Globalization and its Impact on National Spaces of Competition. S. 1–22 in: H. Kriesi (Hrsg.), West European Politics in the Age of Globalization. Cambridge: Cambridge University Press.Google Scholar

  • Kroh, M. & K. Fetz, 2016: Das Profil der AfD-AnhängerInnen hat sich seit Gründung der Partei deutlich verändert. DIW-Wochenbericht 34: 711–719.Google Scholar

  • Lengfeld, H. & J. Ordemann, 2017: Der Fall der Abstiegsangst, oder: Die mittlere Mittelschicht als sensibles Zentrum der Gesellschaft. Eine Trendanalyse 1984–2014. Zeitschrift für Soziologie 46: 167–184.Google Scholar

  • Lengfeld, H., 2017: Die Alternative für Deutschland: Eine Partei für Modernisierungsverlierer? Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie 69: 209–232.Google Scholar

  • Lessenich, S., 2008: Die Neuerfindung des Sozialen. Der Sozialstaat im flexiblen Kapitalismus. Bielefeld: Transcript.Google Scholar

  • Lewandowsky, M., H. Giebler & A. Wagner, 2016: Rechtspopulismus in Deutschland. Eine empirische Einordnung der Parteien zur Bundestagswahl 2013 unter besonderer Berücksichtigung der AfD. Politische Vierteljahresschrift 57: 247–275.Google Scholar

  • Lipset, S. M., 1960: Political Man: The Social Bases of Politics. London: Heinemann.Google Scholar

  • Mansel, J., K. Endrikat & S. Hüpping, 2006: Krisenfolgen. Soziale Abstiegsängste fördern feindselige Mentalitäten. S. 39–66 in: W. Heitmeyer (Hrsg.), Deutsche Zustände, Folge 4. Frankfurt am Main: Suhrkamp.Google Scholar

  • Mayer, S. J., 2016: Die Parteiidentifikation: Eine Konstruktvalidierung neuer Maße auf Basis des Ansatzes sozialer Identität. Wiesbaden: Springer VS.Google Scholar

  • Merkel, W., 2016: Bruchlinien Kosmopolitismus, Kommunitarismus und die Demokratie. WZB Mitteilungen 154: 11–14.Google Scholar

  • Merkel, W., 2017: Kosmopolitismus versus Kommunitarismus. Ein neuer Konflikt in der Demokratie. S. 9–24 in: P. Harfst, I. Kubbe & T. Poguntke (Hrsg.), Parties, Governments and Elites: The Comparative Study of Democracy Wiesbaden: Springer VS.Google Scholar

  • Mewes, J. & S. Mau, 2012: Unraveling Working-Class Welfare Chauvinism. S. 119–157 in: S. Svallfors (Hrsg.), Contested Welfare States: Welfare Attitudes in Europe and beyond. Stanford: Stanford University Press.Google Scholar

  • Milanovic, B., 2016: Global Inequality: A New Approach for the Age of Globalization. Cambridge: Harvard University Press.Google Scholar

  • Niedermayer, O., 2015: Eine neue Konkurrentin im Parteiensystem? Die Alternative für Deutschland. S. 175–207 in: O. Niedermayer (Hrsg.), Die Parteien nach der Bundestagswahl 2013. Wiesbaden: VS.Google Scholar

  • Olzak, S., 1992: The Dynamic of Ethnic Competition and Conflict. Stanford: Stanford University Press.Google Scholar

  • Peichl, A., M. Ungerer, P. Hufe & I. Kyzyma, 2017: Wohlstand für alle.Wie inklusiv ist die Soziale Marktwirtschaft? Gütersloh: BertelsmannStiftung.Google Scholar

  • Quillian, L., 1995: Prejudice as a Response to Perceived Group Threat. Population Composition and Anti-immigrant and Racial Prejudice in Europe. American Sociology Review 60: 586–611.Google Scholar

  • Raijman, R., M. Semyonov & P. Schmidt, 2003: Do Foreigners Deserve Rights? Determinants of Public Views towards Foreigners in Germany and Israel. European Sociological Review 19: 379–392.Google Scholar

  • Raijman, R., E. Davidov, P. Schmidt & O. Hochman, 2008: What does a Nation Owe Non-Citizens? National Attachments, Perception of Threat and Attitudes towards Granting Citizenship Rights in a Comparative Perspective. International Journal of Comparative Sociology 49: 195–220.Google Scholar

  • Scheepers, P., M. Gijberts & M. Coenders, 2002: Ethnic Exclusionism in European Countries: Public Oppositions to Civil Rights for Legal Migrants as a Response to Perceived Threat. European Sociological Review 18: 17–34.Google Scholar

  • Scheve, K. F. & M. J. Slaughter, 2001: Labor Market Competition and Individual Preferences over Immigration Policy. Review of Economics and Statistics, 83: 133–145.Google Scholar

  • Schmid, K. D., & U. Stein, 2013: Explaining Rising Income Inequality in Germany, 1991–2010. SOEPpapers on Multidisciplinary Panel Data Research, No. 592, Deutsches Institut für Wirtschaftsforschung (DIW) Berlin.Google Scholar

  • Schmitt-Beck, R., 2014: Euro-Kritik, Wirtschaftspessimismus und Einwanderungsskepsis: Hintergründe des Beinah-Wahlerfolges der Alternative für Deutschland (AfD) bei der Bundestagswahl 2013. Zeitschrift für Parlamentsfragen 45: 94–112.Google Scholar

  • Schwarzbözl, T. & M. Fatke, 2016: Außer Protesten nichts gewesen? Das politische Potenzial der AfD. Politische Vierteljahresschrift 57: 276–299.Google Scholar

  • Semyonov, M., R. Raijman & A. Gorodzeisky, 2006: The Rise of Anti-foreigner Sentiment in European Societies, 1988–2000. American Sociological Review 71: 426–449.Google Scholar

  • Sniderman, P., P. Peri, R. de Figueiredo & T. Piazza, 2000: The Outsider: Prejudice and Politics in Italy. Princeton, NJ: Princeton University Press.Google Scholar

  • Söllner, F., 2017: “It’s the Economy, Stupid.” Bemerkungen zum Abschneiden der AfD bei der Bundestagswahl 2017. Ifo-Schnelldienst 70, Heft 22: 21–24.Google Scholar

  • Spier, T., 2010: Modernisierungsverlierer? Die Wählerschaft rechtspopulistischer Parteien in Westeuropa. Wiesbaden: Springer VS.Google Scholar

  • Teney, C. & M. Helbling, 2014: How Denationalization Divides the Elites and Citizens. Zeitschrift für Soziologie 43: 258–271.Google Scholar

  • Teney, C., O. P. Lacewell, P. de Wilde, 2014: Winners and Losers of Globalization in Europe. Attitudes and Ideologies. European Political Science Review 6: 575–595.Google Scholar

  • Van der Waal, J., P. Achterberg, W. De Koster, D. Houtman & K. Manevska, 2010: Some are More Equal than Others. Economic Egalitarianism and Welfare Chauvinism in the Netherlands. Journal of European Social Policy 20: 350–363.Google Scholar

  • Van Oorschot, W., 2006: Making the Difference in Social Europe: Deservingness Perceptions among Citizens of European Welfare States. Journal of European Social Policy 16: 23–42.Google Scholar

  • Wagner G., J.R. Frick & J. Schupp, 2007: The German Socio-Economic Panel Study (SOEP) – Scope, Evolution and Enhancements. Schmollers Jahrbuch 127: 139–169.Google Scholar

  • Worbs, S., & E. Bund, 2016: Asylberechtigte und anerkannte Flüchtlinge in Deutschland. Qualifikationsstruktur, Arbeitsmarktbeteiligung und Zukunftsorientierungen. Kurzanalysen des Forschungszentrums Migration, Integration und Asyl des Bundesamtes für Migration und Flüchtlinge, Nürnberg. https://www.bamf.de/SharedDocs/Anlagen/DE/Publikationen/Kurzanalysen/kurzanalyse1_qualifikationsstruktur_asylberechtigte.pdf?__blob=publicationFile (Zugegriffen: 3. Jan. 2017).Google Scholar

  • Wright M., J. Citrin & J. Wand, 2012: Alternative Measures of American National Identity: Implications for the Civic-Ethnic Distinction. Political Psychology 33: 469–482.Google Scholar

  • Zürn, M., & P. de Wilde, 2016: Debating Globalization: Cosmopolitanism and Communitarianism as Political Ideologies. Journal of Political Ideologies 21: 280–301.Google Scholar

Die Forschungsdaten sind im Datenarchiv der GESIS unter der folgenden Signatur eingestellt:

Lengfeld, Holger und Clara Dilger (2018): Code/Syntax: Kulturelle und ökonomische Bedrohung. Eine Analyse der Ursachen der Parteiidentifikation mit der „Alternative für Deutschland“ mit dem Sozio-oekonomischen Panel 2016. Version: 1. GESIS Datenarchiv. Datensatz. http://doi.org/10.7802/1674

Die Onlineversion dieses Artikels bietet Zusatzmaterial (https://doi.org/10.1515/zfsoz-2018-1012)

Footnotes

  • 1

     Wir verwenden in diesem Text aus Gründen der besseren Lesbarkeit die Begriffe Parteibindung, Parteisympathisanten/-anhänger und Parteiaffiliation synonym mit dem Begriff der Parteiidentifikation. 

  • 2

     Aufgrund der Begrenztheit der von uns für diesen Aufsatz verwendeten Umfragedaten können wir keine umfassende Prüfung der AfD-Identifikation auf Basis einer breit angelegten Messung kommunitaristischer und kosmopolitischer Einstellungen durchführen. 

  • 3

     Wir betonen, dass sich das Spektrum möglicher Erklärungen der AfD-Identifikation nicht in diesen beiden Thesen erschöpft, wohl aber die Möglichkeit ihrer Erörterung in einem Fachaufsatz. Eine dritte These liegt in dem „Populismus“-Aspekt der AfD, also der Ablehnung etablierter Parteien, der demokratischen Praxis in Deutschland, der Kritik an der Objektivität von Massenmedien und dem Glauben an Verschwörungstheorien („Mut zur Wahrheit“) (statt anderer Decker 2006; Lewandowsky et al. 2016). Dieser These gehen wir nicht im Detail nach, kommen jedoch in den empirischen Analysen darauf zurück. Schließlich wäre auch die Protestwahlthese zu nennen (Arzheimer 2008: 104 ff.; Lengfeld 2017). Weil diese These jedoch vorrangig im Zusammenhang mit dem Wahlverhalten relevant scheint, lassen wir sie in diesem Aufsatz außen vor. 

  • 4

     Die Autoren sprechen zwar von „materialistischen“ Überzeugungen, da sie ihre Überlegungen begrifflich aus der Postmaterialismusthese ableiten. Uns erscheint dies allerdings nur als ein semantischer Unterschied, da sowohl Inglehart und Norris als auch die Autoren der Kommunitarismus-Kosmopolitismus-Debatte von einer primär kulturellen und nicht sozioökonomischen Konfliktlinie ausgehen. 

  • 5

     Bornschier (2010: 23) argumentiert, dass die Neue Rechte bzw. rechtspopulistische Parteien in Europa Konzepte des amerikanisch geprägten Kommunitarismus übernommen haben, wie zum Beispiel die des „kulturellen Differentialismus“ und des Ethnopluralismus. Wir halten es daher für grundsätzlich plausibel, die ursprünglich aus den USA stammende Debatte auf Deutschland zu übertragen. 

  • 6

     „This perspective emphasizes that populist support can be explained primarily as a social psychological phenomenon, reflecting a nostalgic reaction among older sectors of the electorate seeking a bulwark against long-term processes of value change, the ‚silent revolution‘, which has transformed Western cultures during the late twentieth century.“ (Inglehart & Norris 2016: 13) 

  • 7

     Aus der Studie geht jedoch nicht hervor, wie die Bruttostichprobe der Studie gebildet wurde. „Die Befragten wurden aus einem Access-Panel gezogen, das insgesamt 100.000 ausschließlich aktiv rekrutierte und größtenteils offline angeworbenen Probanden umfasst.“ (ebd.: 9) Da wir nicht wissen, woher diese Bruttostichprobe stammt, auf welche Weise die Panelisten rekrutiert wurden und wie hoch der Anteil der offline rekrutierten Befragten tatsächlich ist, können wir Effekte der Stichprobenverzerrung nicht einschätzen und interpretieren die Ergebnisse der Studie daher mit Zurückhaltung. 

  • 8

     An dieser Bestimmung kann man kritisieren, dass sie sehr grob ist und außer Acht lässt, dass es in bestimmten Branchen in Deutschland auch statushöhere Personen gibt, die im Zuge der wirtschaftlichen Entwicklung verloren haben, z. B. infolge des Abbaus von Entwicklungs- oder Produktionskapazitäten. Wir halten unsere Vorgehensweise jedoch aufgrund der Tatsache für angemessen, dass die AfD über 12 Prozent der Zweitstimmen bei der Bundestagswahl erhalten und damit in einem breiten Teil der Bevölkerung Rückhalt erzielt hat. Eine branchenspezifische Bestimmung der Lage von Modernisierungsverlierern würde vermutlich zu genaueren Vorhersagen der Identifikation führen. Da die Gruppe der so bestimmten Modernisierungsverlierer deutlich kleiner wäre, würde dies aber vermutlich nicht dazu führen, das Ausmaß der AfD-Identifikation besser vorherzusagen. 

  • 9

     Auch die Theorie der sozialen Desintegration kommt zu ähnlichen Schlussfolgerungen. Dort wird angenommen, dass Personen, die von einem positionalen Anerkennungsverlust betroffen sind, anderen Personen ebenfalls die Anerkennung verweigern, wobei hier insbesondere sozial Schwache betroffen sind (Anhut 2008; Endrikat et al. 2002). Auf diese Weise führt laut Mansel et al. 2006 etwa die Angst vor dem sozialen Abstieg zu fremdenfeindlichen Einstellungen. 

  • 10

     Zu ähnlichen Befunden kommen auch Hambacher & Mays 2018 mit GLES-Daten 2016. Sie analysieren ähnlich wie wir auch Einstellungen zu Flüchtlingen. Da uns diese Studie erst nach Abschluss dieses Manuskripts vorlag, konnten wir sie nicht mehr rezipieren. 

  • 11

     Als Grund für die unterschiedlichen Befunde vermuten wir vor allem methodische Ursachen. Bei einigen Studien zeigen sich dann Statuseffekte, wenn zugleich nicht für Indikatoren der kulturellen Bedrohung kontrolliert wird (Hilmer et al. 2017). In Studien, in denen beide Erklärungsfaktoren enthalten sind (Schmitt-Beck 2014), scheint der Statuseffekt durch die kulturellen Einstellungseffekte überlagert zu werden. Wir kommen darauf weiter unten zurück. 

  • 12

     Eine alternative Datenquelle ist der European Social Survey (ESS) Round 8 (2016), in dem verschiedene Dimensionen zur Unterscheidung von kosmopolitischen und kommunitaristischen Einstellungen, das Wahlverhalten und die Parteiidentifikation erhoben wurden. Wir haben uns dennoch für das SOEP entschieden, weil es eine umfangreichere Messung von Einstellungen gegenüber der Flüchtlingszuwanderung erlaubt (siehe weiter unten), und weil der ESS 8 erst am 31. 10. 2017, nach Abschluss des größten Teils unserer Analysen, zur Nutzung freigegeben wurde. 

  • 13

     Etwa die Hälfte der Personen des Samples berichten keine Parteiidentifikation und wurde deshalb aus der Analyse ausgenommen. Aus diesem Grund müssen unsere Befunde mit Vorsicht interpretiert werden. 

  • 14

     Bildung misst sowohl das verfügbare, am Arbeitsmarkt verwertbare Humankapital, aber auch das Ausmaß der kognitiven Mobilisierung. Kognitiv Mobilisierte neigen eher dazu, überkommene Handlungsweisen und gesellschaftliche Vorstellungen in Frage zu stellen und abzulehnen (Inglehart 1990; Achterberg & Houtman 2006) sowie sich für gleiche Rechte ausländischer Arbeitskräfte und gegen ethnische Abschottung der eigenen Gesellschaft auszusprechen (Coenders & Scheepers 2003; Semyonov et al. 2006; Raijman et al. 2008). In der multivariaten Analyse kann man den Ressourceneffekt durch gleichzeitige Kontrolle der Berufsklasse herausfiltern. 

  • 15

     „Wie zufrieden sind Sie gegenwärtig mit den folgenden Bereichen Ihres Lebens? … mit der Demokratie, so wie sie in Deutschland besteht?“ (0 = „ganz und gar unzufrieden“; 10 = „ganz und gar zufrieden“). 

  • 16

     Durchschnittliche Marginale Effekte sind ein Maß der absoluten Veränderung der Wahrscheinlichkeit, dass ein über die Outcome-Variable gemessenes Ereignis zutrifft. Bei kategorialen unabhängigen Variablen bedeutet der AME, dass sich die Wahrscheinlichkeit der entsprechenden Gruppe sich mit der AfD zu identifizieren, um durchschnittlich x Prozentpunkte von der Referenzgruppe unterscheidet. Bei metrischen Variablen ist der AME als Veränderung der Wahrscheinlichkeit der AfD-Identifikation um durchschnittlich x Prozentpunkte, pro weiterer Einheit der unabhängigen Variable, zu interpretieren. Wenn wir im Folgenden von einem Anstieg um x Prozentpunkte sprechen, dann meinen wir dabei stets durchschnittliche Veränderungen, da kein linearer Zusammenhang vorliegt. 

  • 17

     Weil die beiden Indikatoren zur Statusverunsicherung hoch korreliert sind, berechnen wir jeweils separate Modelle (Tab. A.2). Modell 1 enthält die Kontrollvariablen, die Variablen des sozialen Status und der Sorge vor Arbeitsplatzverlust und Modell 2 statt der letztgenannten Variable die Sorge um die eigene wirtschaftliche Situation. Basierend auf diesen beiden Modellen enthalten die weiteren Modelle zusätzlich die Messung der Demokratiezufriedenheit (3 und 4) und die Variable zur Messung der Ablehnung der Flüchtlingszuwanderung (Modelle 5 und 6). 

  • 18

     Zusätzliche Berechnungen zeigen, dass die Anhänger der Grünen mit knapp 4 den niedrigsten und die Anhänger der rechtsradikalen Parteien (NPD, weitere) mit über 9 den höchsten Ablehnungswert aufweisen. Die Anhänger der anderen Parteien weisen Werte zwischen 5,0 (die Linke) und 5,9 (CDU/CSU) auf (Tabelle auf Anfrage erhältlich). Die Standardabweichung der Indexvariable ist für die AfD-Anhänger (sowie der NPD und weitere rechte Parteien) im Vergleich zu den Werten der Anhänger aller anderen Parteien am geringsten. 

  • 19

     Die Variable zum Erwerbsstatus haben wir wegen Multikollinearität mit der Variable zu Arbeitsplatzverlustsorgen nicht mit aufgenommen. Separate Berechnungen ohne den Sorgenindikator zeigen jedoch, dass in dieser Stichprobe Arbeitslose keine signifikant höhere Wahrscheinlichkeit haben, sich mit der AfD zu identifizieren. In den schrittweisen Modellen zeigen sich indes keine Hinweise auf hohe Multikollinearität zwischen Bildung und Berufsklasse. 

  • 20

     Da wir den Bildungseffekt durch den Effekt der Berufsklasse kontrollieren, misst er nicht die Wirkung des Humankapitals, sondern der kognitiven Mobilisierung, siehe Fußnote 14. 

  • 21

     Wir hatten weiter oben auf die Populismusthese hingewiesen, diese aber theoretisch nicht ausgeführt. Der klare Effekt der Unzufriedenheit mit der Demokratie deutet darauf hin, dass die AfD Personen attrahiert, die gemäß der These den politischen Eliten misstraut. Die Mediation der Effekte von Einkommen, Schicht und Abstiegssorgen deutet zudem auf einen Zusammenhang zwischen dem sozialen Status und der Zufriedenheit mit der Demokratie hin. Allerdings wird der Einfluss der Demokratiezufriedenheit ebenfalls von der Ablehnung der Flüchtlingszuwanderung vermittelt, welche im Vollmodell als Variable mit dem stärksten Gesamteffekt übrigbleibt. 

  • 22

     Um diese Interpretation abzusichern, haben wir eine zusätzliche OLS-Regression berechnet, in der wir den Index der Bewertung der Flüchtlingszuwanderung als abhängige Variable und die Variablen zum Status und der Statusverunsicherung als unabhängige Variablen aufgenommen haben (Tab. A.4 im Online-Anhang). Die Ergebnisse zeigen, dass bis auf das Haushaltseinkommen alle Statusvariablen signifikante Effekte in erwarteter Richtung zeigen. Dabei ist es jeweils die niedrigste Statusposition, die im Vergleich zu den höheren Positionen die stärkste Ablehnung der Flüchtlingszuwanderung zeigt. Auch die Variablen zur Statusverunsicherung zeigen positive hochsignifikante Einflüsse auf die mittlere Zustimmung zum Index der Flüchtlingsablehnung. 

  • 23

     Dies entspricht auch dem relativ früh vorgetragenen Argument von Betz (2002), der als zentrale Erklärungsmuster des Erfolgs rechtspopulistischer Parteien einerseits die Ablehnung von Zuwanderung aufgrund von kulturellen Motiven und andererseits die wirtschaftlich bedingte Ablehnung der Globalisierung von Modernisierungsverlierern anführt. 

  • 24

     Dies hat sich durch weitere Analysen bestätigt, in denen alle Variablen einzeln in die Modelle eingeführt wurden (Tab. A.3 im Online-Anhang). Hier hat sich gezeigt, dass die einzelnen Statusvariablen lediglich kleine Veränderungen des AIC verursachen. Die Effekte des gesamten Blocks der Statusvariablen haben dabei einen geringeren Einfluss auf den AIC-Wert als der der einzelnen Variable zur Flüchtlingsablehnung. 

  • 25

     Die Teilstichprobe in Ostdeutschland beläuft sich auf etwa 1400 Personen, von denen 164 der AfD zuneigen. 

  • 26

     Analog zu Abb. 1 haben wir nach den Indikatoren für Statusverunsicherung getrennte Berechnungen durchgeführt. Abb. 2 stellt nur die Analyse mit der Variable der Sorgen um den Arbeitsplatzverlust dar. Die Berechnungen mit der Variable Sorgen um die finanzielle Zukunft unterscheiden sich davon nur minimal (siehe Tab. A.6 im Online-Anhang). 

  • 27

     Die Konfidenzintervalle der Koeffizienten der Demokratiezufriedenheit überschneiden sich sehr knapp, was aus der Abbildung nicht klar ersichtlich wird. Trotzdem kann auch hier von einem vermutlich größeren Effekt in Ostdeutschland ausgegangen werden, wobei die Differenz aufgrund der niedrigeren Fallzahl in den neuen Bundesländern insignifikant ist. 

  • 28

     Ergänzend wollen wir auf einen interessanten Befund zum Geschlecht hinweisen: Männer haben gegenüber Frauen zwar in beiden Landesteilen eine höhere AfD-Neigung, aber nur in Westdeutschland ist dieser Gruppenunterschied signifikant. Dies bedeutet, dass die in der Öffentlichkeit verbreitete Annahme, die AfD werde vorwiegend von Männern aus Ostdeutschland unterstützt, dahingehend korrigiert werden muss (siehe etwa „Die Wut der AfD auf den neuen Mann; FAZ v. 10. 4. 2017 [http://www.faz.net/aktuell/politik/bundestagswahl/parteien-und-kandidaten/afd-ist-trotz-weibliche-parteivorsitzende-eine-maennerpartei-14966185.html; Zugriff 3. 12. 2017]). 

  • 29

     Dies betrifft die Parteien natürlich in unterschiedlichem Maße: SPD, Bündnis90/Die Grünen, und die Linke stärker als CDU/CSU und FDP; siehe hierzu Lewandowski et al. (2016) für eine Messung des Grads des Rechtspopulismus unter deutschen Parteien. 

About the article

Holger Lengfeld

Holger Lengfeld, geb. 1970 in Berlin. Studium der Wirtschafts- und Sozialwissenschaften in Berlin, Promotion an der Humboldt-Universität zu Berlin, Habilitation an der Freien Universität Berlin. 1998–2006 Positionen als wiss. Mitarbeiter bzw. Assistent an verschiedenen Universitäten. Derzeit Professor für Soziologie an der Universität Leipzig und Research Fellow am Deutschen Institut für Wirtschaftsforschung Berlin (DIW), zuvor Professuren an der FernUniversität in Hagen und der Universität Hamburg.

Forschungsschwerpunkte: Sozialstrukturanalyse und soziale Ungleichheitsforschung, Soziologie der Europäischen Integration, Umfrageforschung.

Jüngste Veröffentlichungen: Does physiological distribution of blood parameters in children depend on socioeconomic status? Results of a German cross-sectional study (mit K. Rieger u. a.) BMJ Open 8, 2018: 1–8. Die Alternative für Deutschland: Eine Partei für Modernisierungsverlierer? Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie 69, 2017: 209–232. Drifting apart or converging? Grades among non-traditional and traditional students over the course of their studies: a case study from Germany (mit T. Brändle), Higher Education 73, 2017: 227–244; Do European citizens support the idea of a European welfare state? Evidence from a comparative survey conducted in three EU member states (mit J. Gerhards & J. Häuberer), International Sociology 31, 2016, 677–700; The long shadow of occupation: Volunteering in retirement (mit J. Ordemann), Rationality and Society 28, 2016: 3–23; European Citizenship and Social Integration in the European Union (mit J. Gerhards), London 2015. Zuletzt in dieser Zeitschrift: Der Fall der Abstiegsangst, oder: Die mittlere Mittelschicht als sensibles Zentrum der Gesellschaft. Eine Trendanalyse 1984–2014 (mit J. Ordemann), Zeitschrift für Soziologie 46, 2017: 167–184

Clara Dilger

Clara Dilger, geb. 1994 in Merzhausen. 2016 Abschluss B.A. Soziologie in Leipzig, derzeit Studium (M.A. Soziologie) an der Universität Leipzig. Seit 2014 studentische Hilfskraft am Lehrstuhl für Soziologie, Institutionen und Sozialer Wandel (Prof. Lengfeld) am Institut der Universität Leipzig. Interessenschwerpunkte: Makrosoziologie, Soziologie der Fremdenfeindlichkeit, Methoden empirischer Sozialforschung.


Published Online: 2018-08-11

Published in Print: 2018-08-07


Citation Information: Zeitschrift für Soziologie, Volume 47, Issue 3, Pages 181–199, ISSN (Online) 2366-0325, ISSN (Print) 0340-1804, DOI: https://doi.org/10.1515/zfsoz-2018-1012.

Export Citation

© 2018 Walter de Gruyter GmbH, Berlin/Boston.Get Permission

Supplementary Article Materials

Comments (0)

Please log in or register to comment.
Log in