Die Wählerschaft der Alternative für Deutschland (AfD)

In Anlehnung an Spier (2016) nutzen wir den Begriff der Rechtsaußenpartei als Sammelbegriff für all jene Parteien, die eine extrem rechte Position auf der politischen Links-Rechts-Achse einnehmen. Der Begriff umfasst damit „rechtsextreme“, „rechtsradikale“ und „rechtspopulistische“ Parteien.

Darüber hinaus gibt es noch die ebenfalls längsschnittlich angelegte Analyse von Kroh und Fetz (2016). In deren Rahmen wird aber als abhängige Variable nicht die Wahlabsicht zugunsten der AfD untersucht, sondern vielmehr das Vorhandensein einer affektiven Bindung an die Partei. Sie findet daher bei der Darstellung des Forschungsstands zur Wählerschaft der AfD keine Berücksichtigung.

Schmitt-Beck (2017) kann den erwarteten Geschlechtereffekt bei der Bundestagswahl 2013 nur für „frühe Unterstützer“ feststellen. Für die Europawahl 2014 sowie die folgenden Wahlen in Ostdeutschland berechnet er keine separaten Modelle für sozialstrukturelle Variablen.

Schwarzbözl und Fatke (2016) finden keinen Effekt der Region. Schmitt-Beck (2017) kann nur für die „späten Unterstützer“ bei der Bundestagswahl 2013 einen Effekt feststellen.

In den genannten Studien übt mindestens einer der drei Indikatoren des sozioökonomischen Status (Einkommen, Bildung oder Beruf) einen signifikanten Effekt auf die Wahl der AfD aus.

Zu den methodischen Problemen der Arbeit, auf die der Autor auch selbst hinweist (vgl. Lengfeld 2017, S. 225 f.) zählen eine geringe Anzahl an AfD-WählerInnen in der Nettostichprobe, der (durch eine geringe Fallzahl bedingte) Ausschluss von Arbeitslosen, die offene Abfrage der Wahlabsicht, die zu einer Vielzahl unentschiedener WählerInnen (insbesondere unter ArbeiterInnen) geführt hat, sowie die Verwendung des ungewichteten Haushaltseinkommens. Zur Kritik an der Studie siehe auch Tutić und von Hermanni (2018, S. 277 f.) sowie Lux (2018, S. 257).

Für die Bundestagswahl 2013 findet Schmitt-Beck (2017) unter Kontrolle von kurzfristigen Faktoren wie Themen- und Kandidatenorientierung keinen signifikanten Effekt der Links-Rechts-Achse. Ohne Kontrolle dieser Faktoren findet sich ein Effekt der Links-Rechts-Skala. Bei der Europawahl sowie den ostdeutschen Landtagswahlen im Jahr 2014 findet sich auch im vollständigen Modell ein signifikanter Effekt der Links-Rechts-Selbsteinstufung.

Ausführliche Informationen über die Politbarometer-Erhebungen finden sich unter https://​www.​forschungsgruppe​.​de/​Umfragen/​Politbarometer/​.

Vgl. https://​www.​zdf.​de/​politik/​politbarometer.

Vgl. https://​www.​gesis.​org/​wahlen/​politbarometer.

Konkret liegen unseren Analysen die Datensätze ZA5100, ZA6988 und ZA7492 der GESIS zugrunde (Forschungsgruppe Wahlen 2017, 2018, 2019). Es handelt sich dabei um die Gesamtkumulation der Politbarometer-Erhebungen der Jahre 1977 bis 2016 sowie die kumulierten Datensätze für die Jahre 2017 und 2018.

Die AfD wurde in den Politbarometern im Rahmen der Sonntagsfrage zum ersten Mal im März 2013 erfasst. Prinzipiell hätten wir also auch Daten für das erste Quartal 2013 zur Verfügung gehabt. Im März 2013 wurden aber nur 12 AfD-WählerInnen erfasst. Aufgrund dieser geringen Fallzahl haben wir darauf verzichtet, das erste Quartal 2013 in die Analyse mit einzubeziehen. Die Daten der Politbarometer-Erhebungen des Jahres 2019 waren zum Zeitpunkt der Abfassung dieses Beitrags über die GESIS noch nicht verfügbar.

In Westdeutschland werden ca. 1.000 und in Ostdeutschland ca. 500 Interviews durchgeführt. Für die gesamtdeutsche Auswertung werden die ostdeutschen Befragten im Rahmen der Veröffentlichungen der Forschungsgruppe Wahlen entsprechend ihres Bevölkerungsanteils heruntergewichtet, sodass nach der Gewichtung ca. 1.250 Fälle für die Analyse verbleiben. Vgl. hierzu detailliert https://​www.​forschungsgruppe​.​de/​Umfragen/​Politbarometer/​Methodik/​. Im Rahmen der in diesem Aufsatz berichteten empirischen Analysen korrigieren wir für die disproportionale Stichprobenziehung ebenfalls durch eine entsprechende Gewichtung der Daten.

Natürlich können Prozentzahlen auch auf der Basis von weniger als 100 Fällen berechnet werden. Allerdings ist dann die Situation gegeben, dass ein einziger Fall mehr als einen Prozentpunkt der Verteilung ausmacht, was aus unserer Sicht die Aussagekraft und Verlässlichkeit von Prozentzahlen einschränkt.

Diese hohe Fallzahl wird im dritten Quartal 2017 erreicht, da vor der Bundestagswahl die Politbarometer-Erhebungen teilweise in wöchentlichem Abstand stattfanden.

Bei aktuell nicht erwerbstätigen Personen (RentnerInnen, Arbeitslose) wird im Rahmen unserer Analysen die jeweils letzte berufliche Stellung herangezogen.

Zur Einschätzung der Problemwahrnehmung der Befragten rekurrieren wir auf die Antworten auf folgende Frage: „Was ist Ihrer Meinung nach gegenwärtig das wichtigste Problem in Deutschland?“.

Wir beziehen uns hier auf all jene Antworten, die im Politbarometer unter der Kategorie „Europa/EU/Euro-Krise/Italien/Griechenland“ subsumiert wurden. Die Bezeichnung der Kategorie variiert je nach Jahr leicht: Von 2013 bis 2015 ist sie um „Zypern“ erweitert worden und seit 2017 ist der „Brexit“ in die Auflistung aufgenommen.

Zu diesem Zweck greifen wir auf die Kategorie „Ausländer/Zuwanderung/Inte-gration/Asyl“ zurück. Die Bezeichnung der Kategorie wurde beginnend mit 2017 um den Zusatz „Flüchtlinge“ ergänzt.

Die Lücken in den beiden Kurven erklären sich daraus, dass nach einer Bundestagswahl die Frage nach der Regierungszufriedenheit im Rahmen der Politbarometer-Erhebungen so lange ausgesetzt wird, bis die Regierungsbildung abgeschlossen und die neue Regierung hinreichend lange im Amt ist, um ihre Arbeit bewerten zu können.

Vgl. zuletzt Bieber et al. (2018).

Während für die vorangegangenen Abbildungen die WählerInnen aller anderen Parteien einbezogen wurden, beschränkt sich diese und auch die folgende Auswertung zur affektiven Parteineigung (vgl. Abb. 13) auf die CDU/CSU, die SPD, die FPD, die Grünen, die Linke und die AfD. Schließlich wurden die Befragten nur im Hinblick auf diese Parteien regelmäßig darum gebeten, sie in eine Präferenzordnung zu bringen. Dies gilt zwar zusätzlich auch für die NPD, allerdings ist für diese Partei die Parteiidentifikation im Politbarometer nicht eindeutig dokumentiert (zusammengefasste Kategorie mit Republikanern und DVU). Um nun für die Abb. 12 und 13 die AfD-Wählerschaft einer einheitlichen Vergleichsgröße gegenüberzustellen, wurden jeweils die WählerInnen der NPD nicht berücksichtigt.

Bei der Parteiidentifikation stehen außerdem erst seit dem Jahr 2016 Messwerte für die AfD zur Verfügung.

Im Rahmen des hier berichteten Modells finden sozialstrukturelle und einstellungsbezogene Determinanten der Wahlentscheidung zugunsten der AfD simultan Berücksichtigung. Die Effekte der sozialstrukturellen Variablen werden dabei tendenziell abgeschwächt. Ein Modell, in das ausschließlich die sozialstrukturellen Variablen als Determinanten eingehen, gelangt in Bezug auf deren Effekte aber zu weitgehend identischen Befunden. Aus Platzgründen wurde auf die Dokumentation dieses Modells verzichtet. Gleiches gilt für ein Modell, in dessen Rahmen die Regierungszufriedenheit aufgrund der in einzelnen Jahren großen Zahl von fehlenden Werten nicht als Determinante berücksichtigt wurde. Dass die Effekte der Sozialstruktur auch unter Kontrolle der Einstellungen bestehen bleiben, lässt sich vermutlich damit erklären, dass wir die Einstellungen der Befragten zu Europa und Migration nur grob über die Problemwahrnehmungen in diesen Themenbereichen erfassen konnten.