9. Warum Wählerinnen ihre Präferenzen kurzfristig wechseln – und welche Parteien davon profitieren

Weitere aktuelle Erkenntnisse zur Bestimmung des Zeitpunkts der Wahlentscheidung und dessen Einfluss auf die Präferenzen der Wählerinnen finden sich auch bei Chaffee und Rimal (1996), Dalton, McAllister und Wattenberg (2000), Fournier et al. (2004), Nir und Druckman (2008), Matthes (2012), Blumenstiel und Plischke (2015) oder Henderson und Hillygus (2016).

Lesebeispiel zu Tabelle 9.1: Von den 297 Wählerinnen, die während der Kampagne die Absicht äusserten, die SVP zu wählen, haben das 255 auch getan. Das entspricht einem Anteil von 85.9%. Zehn sind hingegen letztendlich ins Lager der FDP gewechselt, das entspricht einem Anteil von 3.4%.

Der Zusammenhang zwischen der Grösse einer Partei und der jeweiligen Umschlagrate kann auch statistisch nachgewiesen werden; er ist allerdings nur signifikant, wenn die BDP nicht mitberücksichtigt wird. Das geht aus Tabelle A14 im Anhang hervor, auf den unter http://​www.​springer.​com auf der Produktseite zu diesem Buch zugegriffen werden kann.

Das Problem ist besonders die geringe Zahl an Wählerinnen, welche die Absicht äusserten, nicht an der Wahl teilzunehmen, und sich trotzdem bereit erklärten, nach dem Wahltag an einer zweiten Befragungsrunde teilzunehmen. Eine aktuelle Untersuchung, welche die Stimmenthaltung explizit mitberücksichtigt – als dritte Alternative neben der Loyalität zur präferierten Partei und dem Wechsel ins Lager einer anderen – findet sich bei Dassonneville, Blais und Dejaeghere (2015).

Das strategische Abrücken von der präferierten Partei unterscheidet sich insofern vom in Kapitel 8 diskutierten Anti-Loser-Effekt, als dass für die definitive Wahlentscheidung nur noch eine begrenzte Anzahl an Alternativen in Frage kommen – diejenigen Parteien, denen grössere Gewinnchancen zuzurechnen sind.

Die Emergenz einer zusätzlichen Alternative ist natürlich vor allen Dingen für Wählerinnen attraktiv ist, die von den etablierten Parteien enttäuscht sind (Tavits 2007).

Werden kleine und regionale Parteien ebenfalls berücksichtigt, so erhöht sich der Anteil auf 33%. Zählt man auch Wechsel von einer unentschlossenen Position ins Lager einer Partei und umgekehrt dazu, dann sind es sogar 37% der Wählerinnen, die ihre Präferenzen in beiden Wellen des RCS geäussert haben.

Wurden nach der Befragung einer Wählerin noch mehrere Wahlumfragen veröffentlicht – im Falle von Wählerinnen, die vor dem 25. September 2011 befragt wurden, waren es noch deren zwei –, so wurde für die Analysen der jeweils konservativere Umfragetrend berücksichtigt. Die SP, die von den Medien aufgrund der vorletzten Umfrage noch zu den voraussichtlichen Gewinnern der Wahl gezählt, nach der Veröffentlichung der letzten jedoch nur noch als stabil bewertet wurde (siehe Tabelle 8.​1), wird demzufolge also als stabil behandelt. Mit den zur Verfügung stehenden Daten ist es leider nicht möglich, den tatsächlichen Zeitpunkt der Entscheidung zugunsten einer Präferenzänderung zu bestimmen. Da die Trends der letzten Umfragen vor den eidgenössischen Wahlen 2011 allerdings ohnehin nur mit Blick auf die SP und die SVP ein wenig Varianz aufweisen, sollten die Ergebnisse der statistischen Modelle durch diese Entscheidung höchstens geringfügig verzerrt werden.

Eine mögliche Alternative wäre der Rückgriff auf die aktuellsten Umfragewerte einer Partei als Proxy für deren Grösse, da der Einfluss von Wahlumfragen aber ebenfalls untersucht wird – sowohl unabhängig von der Grösse einer Partei als auch in Kombination damit – erschien diese Option als wenig zielführend.

Da nicht davon ausgegangen werden kann, dass sich der Einfluss mit zunehmender Grösse der Wahlkreise linear verändert, wurde auch eine logarithmierte Version des Indikators getestet, die Unterschiede waren jedoch lediglich marginal.

Da die Erfolgsaussichten der einzelnen Parteien während einer Kampagne sowohl von den Medien als oftmals auch in Gesprächen mit Verwandten oder Bekannten thematisiert werden, wird davon ausgegangen, dass die Wählerinnen über die Intensität des Wettbewerbs in ihrem Wahlkreis grundsätzlich Bescheid wussten.

In Anbetracht dessen, dass ein Teil der Kontextfaktoren, deren Einfluss ebenfalls getestet wird, auf der Ebene der Wahlkreise angesiedelt ist, wäre grundsätzlich auch eine Untersuchung auf der Basis von Mehrebenen-Modellen denkbar. Wie die Überprüfung der intracluster correlation (siehe z.B. Hosmer, Lemeshow und Sturdivant 2013) zeigt, macht die Varianz auf der Wahlkreisebene jedoch gerade mal 0.5% der gesamten Varianz aus (ICC = 0.005), weshalb dieser Ansatz nicht weiterverfolgt wurde.

Neben der gemeinsamen Wirkung von Parteigrösse und Umfragetrends wurde eine ganze Reihe weiterer Interaktionen getestet, allerdings lieferten diese keine zusätzlichen Erklärungen für die Präferenzänderungen der Wählerinnen (die entsprechenden Ergebnisse finden sich in Tabelle A18 im Anhang). Das ist insofern erstaunlich, als dass aufgrund der in Abschnitt 9.1 erläuterten theoretischen Überlegungen durchaus weitere Interaktionseffekte hätten erwartet werden können; etwa zwischen der Grösse einer Partei und der Intensität des Wettbewerbs in einem Wahlkreis (Modell A1) oder zwischen der Ambivalenz einer Wählerin und der issue handling competence, die einer Partei zugesprochen wird (Modell A2).

Da es bei der Berechnung von Konfidenzintervallen mit Stata bekanntermassen vorkommen kann, dass diesen Werte zugeschrieben werden, die out of bound sind (also kleiner als 0 oder grösser als 1), wurden die Wahrscheinlichkeiten in Abbildung 9.3 in inverse logits transformiert. Wie der Vergleich mit dem originalen Diagramm in Abbildung A3 (im Anhang) zeigt, sind mit dieser Transformation jedoch keinerlei substantiellen Änderungen verbunden.

Wie aus Tabelle A19 im Anhang hervorgeht, zeigen sich in einigen Fällen zudem auch signifikante positive Effekte mit Blick auf das Bildungsniveau einer Wählerin und deren Mass an politischer Expertise. Letztere beschränken sich allerdings auf die BDP und lassen sich auch nicht in allen Modellen nachweisen. Was den Einfluss des Bildungsniveaus angeht, so zeigt sich, dass dieser im Fall einer Wahl der FDP, GLP, SP oder GPS (sowie vereinzelt auch der CVP) signifikant grösser ist als im Fall einer Wahl der SVP. Letztere diente in den verwendeten Conditional-Logit-Modellen als Basiskategorie.

Letzteres mag auf den ersten Blick kontraintuitiv erscheinen, wenn man sich vor Augen führt, dass alleine schon die Wählerinnen, die ursprünglich die SVP oder die FDP wählen wollten, einen Drittel der Stichprobe ausmachen, ergibt es jedoch durchaus Sinn. Denn da diese Parteien während (des grössten Teils) der Kampagne zu den voraussichtlichen Verlierern der Wahl gehörten (vgl. Tabelle 8.​1), mussten alle anderen Parteien in den Umfragen zwangsläufig besser abschneiden. Dazu kommt, dass die Umfragewerte für die BDP, die GLP und die SP während (des grössten Teils) der Kampagne auf einen Wahlsieg hindeuteten; sie waren also nicht nur besser als die der SVP und der FDP, sondern auch als jene der CVP und der GPS.