Afwijking Gamson’s hypothese

Dat de proportionaliteitshypothese sterk benaderd wordt is door verschillende onderzoeken bevestigd (Browne en Franklin 1973, Morelli 2004, Warwick en Druckman 2001). Ook onze eigen analyse wijst in deze richting. De vraag wordt: waarom wijkt deze af van de 1 op 1 verhouding? Om dit te onderzoeken moeten we specifieke machtssituaties bekijken. In het bijzonder zijn er de eerder vernoemde theorieën die wijzen op de rol van de formateur. De theorie van Browne en Franklin (1973) geeft de partij van de formateur een voordeel bij de verdeling van de portefeuilles. De redenering is dat de formateur de agenda bepaalt en specifieke voorstellen voorlegt aan mogelijke coalitiepartners. Hierdoor zou de partij concessies verkrijgen van andere partijen die koste wat kost deel uit willen maken van de regering. Baron en Ferejohn (2000) stellen dat de grootste partij, met als boegbeeld de formateur, bereid is om minder portefeuilles op te eisen omdat ze de fel begeerde post van Eerste Minister krijgt.

De centrumrechtse volkspartij nam aan 9 van de 10 regeringsformaties deel. Bij elke deelname was de premier afkomstig uit het Vlaamse Christelijke kamp. Wanneer we het verband uiteenzetten specifiek voor deze partij valt op dat de lijn van ministerposten

voornamelijk onder deze van de macht binnen de coalitie blijft. Twee keer ligt de lijn van verkregen ministerposten boven deze van macht binnen de coalities. Op het eerste zicht wijst dit op de theorie die zegt dat de formateur-partij relatief te weinig portefeuilles binnenhaalt. Dit is natuurlijk enkel het geval bij ongewogen portefeuilles. Zoals in de voorgaande oefening, passen we telkens de gewichten aan.

In de volgende tabel wordt voor elk van de gewichten of er over onder dan wel overgecompenseerd is geweest. Voor elk jaar dat de partij relatief meer ministerposten verworven heeft dan het relatieve aantal zetels, wordt één punt gegeven.

 Voor elk jaar j waarin p_it > m_it, tel 1 punt, anders, tel 0. Verminder vervolgens met 4,5.

Tabel 21: Overcompensatie formateurspartij

Correlatie Overcompensatie

Zonder gewichten 0,7715 -2,5

Laver en Hunt (4 aan 1,25) 0,8649 0,5

Met 2; 1,25; 1; 0,5 0,8918 0,5

Dominante premier (aan 4) 0,7733 3,5

Wanneer we gewichten aanbrengen aan de portefeuilles, lijkt de formateurs-partij het minder slecht te doen. Een 0 in deze tabel zou wijzen op een eerlijke compensatie. Zonder gewichten doet de formateurs-partij het dus niet goed, maar met gewichten lijkt ze telkens overgecompenseerd te worden.

Grafiek 4: Relatieve zetels en ministerposten Cat

3.2.2. Regressieanalyse

3.2.2.1 Specificatie van de data

Enkel de partijen die daadwerkelijk ministerportefeuilles toegewezen krijgen zijn hier van belang. De data wordt hieraan aangepast. Machtsindices worden zo herrekend dat ze de macht binnen de coalitie representeren: mit geeft de relatieve macht binnen de coalitie van partij j in de coalitievorming op tijdstip t. Ook de zetelverdeling wordt relatief ten opzichte van de coalitie berekend: pit geeft het relatieve aantal portefeuilles behaald door partij j in de coalitievorming op tijdstip t. Partijen die geen deel uitmaken van de coalitie krijgen worden uiteraard niet opgenomen in de regressie. Er zijn tien coalities bestaande uit telkens twee partijen (zie tabel 2). Hierdoor zijn er slechts 20 observaties. De te verklaren variabele ministerposten is het relatieve aandeel van ministerposten dat een partij heeft verkregen binnen een coalitie, pit. Laat ons in eerste instantie uitgaan van een eenvoudige lineaire specificatie.

pit = α + βmit. rekening gebracht worden tijdens de schatting, zodat

p_it=1-b

De parameter β geeft dus weer in welke mate de ongelijke verdeling van macht in de coalitie weerspiegeld wordt in een ongelijke verdeling van de ministerportefeuilles. Indien β=0, dan zal voor elk van de partijen in de coalitie pit = 1⁄2, ongeacht hun relatieve macht. Indien β=1, dan zal voor elk van de partijen in de coalitie pit = mit, en worden de relatieve machtsverhoudingen volledig weerspiegeld in de verdeling van de ministerportefeuilles.

p_it =m_it

Wanneer β gelijk is aan 0, doet de macht van de partijen er niet toe. Deel uitmaken van de regering, hoe klein ook, levert de partij 50% van de posten op. Laten we deze twee hypothesen testen.

Eerste hypothese: macht is van geen belang H₀:b= 0

H₁:b>0

Wegens het kleine aantal observaties (n=20) gebruik we de t-test. Aangezien de machtsindices telkens positief zijn en we een positief effect verwachten van meer macht, voeren we een eenzijdige t-test uit. De eenzijdige t-test met df = 19 geeft op het 5%

significantie niveau als kritieke waarde 1,7291. Wanneer we de t-test uitvoeren krijgen we

t=0, 7165-0

0,1136 =6, 3072

t > kritieke waarde

We verwerpen dus de H0 hypothese op het 5% significantie niveau. Dit wisten we natuurlijk ook door de p-waarde bekomen uit de regressie. We kunnen met een redelijke zekerheid zeggen dat β niet gelijk is aan 0. Macht heeft dus wel degelijk een positieve invloed op het proces. Wanneer we naar de p-waarden kijken, zien we dat zo goed als elke coëfficiënt statistisch significant is op het 0,05 significantie niveau.

Tweede hypothese: Gamson’s proportionaliteitshypothese H₀: b=1

H₀: b<1

We denken dat aan de Gamson hypothese niet voldaan zal zijn. Daarom kiezen we als alternatieve hypothese dat β kleiner zal zijn dan 1.

Wegens het kleine aantal observaties (n=20) gebruik we alweer de t-test. Een meer dan proportionele verdeling van de macht (een waarde groter dan 1) is niet mogelijk. Er zijn slechts twee partijen in het spel. Wanneer de ene overgecompenseerd wordt, wordt de ander ondergecompenseerd. Door deze eigenschap is het niet nuttig een tweezijdige test uit te voeren. De eenzijdige t-test met df = 19 geeft op het 5% significantie niveau als kritieke waarde -1,7291. Wanneer we de t-test uitvoeren krijgen we

t=0, 7165-1

0,1136 = -8, 0863

De waarde van de t-test is kleiner dan de kritieke waarde. Ze ligt buiten het betrouwbaarheidsinterval. We kunnen de H0 hypothese dus verwerpen op het 5%

significantie niveau.

Gamson’s proportionaliteitshypothese is gebaseerd op de zetelverdeling en de verdeling van de ministerposten. Dit voorbeeld gebruikte noch een verschillende weging van portefeuilles, noch een alternatieve machtsindex.

Voor elk van de regressies zijn er 20 observaties. We bekijken ze op hetzelfde significantieniveau (α = 0,05) De kritieke waarde is dus overal -1,7291. We stellen een formule op zodat we deze waarde snel kunnen vergelijken met de bekomen test-statistiek.

Elke teststatistiek dat groter is dan -1,7291 zal de H0 hypothese niet te verwerpen. De waarden zijn aan de tabel toegevoegd.

Tabel 22: Resultaten regressie portefeuilleverdeling

Bron: Auteur

Zonder gewichten Met gewichten Laver en Hunt Lage staatssecretaris Dominante premier

1e Minister 1 1,5 2 4

Begeerde posten 1 1,25 1,25 1,25

Ministerposten 1 1 1 1

Staatssecretaris 1 0,75 0,5 0,75

β SE R² β SE R² β SE R² β SE R²

Zetels 0,7165 0,1136*** 0,6766 0,7635 0,0979*** 0,7620 0,8085 0,1124*** 0,7316 1,1235 0,2113*** 0,5980 Relatieve Banzhaf 0,4339 0,1514*** 0,3016 0,4042 0,1566** 0,2596 0,4060 0,1732** 0,2242 0,5335 0,2764* 0,1639 Shapley-Shubick 0,3207 0,1122** 0,3006 0,2987 0,1160** 0,2587 0,3018 0,1281** 0,2260 0,3996 0,2041* 0,1678 Rel Deegan-Packel 0,3221 0,1217** 0,2692 0,3169 0,1232** 0,2584 0,3311 0,1346** 0,2416 0,4575 0,2130** 0,1953

t-statistiek (voor H0: β = 1)

-2,4958 -2,4153 -1,7034 0,5845

-3,7393 -3,8044 -3,4296 -1,6879

-6,0547 -6,0456 -5,4508 -2,9416

-5,5706 -5,5450 -4,9692 -2,5468

3.2.3. Bespreking portefeuilleverdeling

We zien dat Gamson’s hypothese slechts twee keer statistisch stand houdt. Met de machtsverdeling waarbij de staatssecretaris 0,5 krijgt, kan voor de relatieve zetelverdeling de H0 hypothese niet verworpen worden. Ook de relatieve Banzhaf-index bij een dominante premier lijkt H0 niet te verwerpen. Wat kunnen we hier nu uit afleiden? Ten eerste dat de machtsindices opmerkelijk lagere waarden hebben dan de zetels. Met andere woorden:

zuiver kijkend naar de zetelverdeling, lijkt de Gamson hypothese ten minste benaderd te worden. Wanneer we andere indices gebruiken is het proportionele verband veel minder sterk. Ook de verklaringskracht (R²) ligt veel lager. De machtsindices zijn gebaseerd op het vormen van minimaal winnende coalities. De nadruk ligt steeds op het vormen van coalities die een meerderheid behalen wanneer er gestemd dient te worden. Hoewel de machtsindices, zoals de Participatie-index, in sommige gevallen nuttig kunnen zijn continue coalitieformatie te onderzoeken, zijn ze minder geschikt voor de verdeling van de portefeuilles. De Participatie-index wordt in dit deel van het onderzoek niet opgenomen. Dat de rij met de zetelverdeling het meeste in het voordeel oogt voor Gamson’s hypothese hoeft weinig te verbazen. De hypothese zelf is namelijk de proportionaliteit van de relatieve zetelverdeling en de portefeuilleverdeling. Ten tweede verhogen de β’s naarmate er gewichten toegevoegd worden. Dit kan wijzen op het volgende:

Een meer realistisch gewicht toekennen aan de verschillende portefeuilles versterkt de waarschijnlijkheid dat de Gamson hypothese correct is. Als de Gamson hypothese correct is, capteert een juistere specificatie van de portefeuilles beter de geldigheid hiervan. Gamson proportionaliteitshypothese steunt echter op ongewogen portefeuilles. Wanneer we de gewichten van ministerposten aanpassen, kunnen we geen uitspraken doen over deze hypothese.

Daarom voeren we een nieuw begrip in: De uitgebreide Gamson hypothese.

3.2.3. uitgebreide Gamson hypothese

Ter vergelijking geven we de initiële Gamson hypothese weer:

Hypothese 5 (proportionaliteitshypothese): de portefeuilles worden proportioneel verdeeld volgens het aantal zetels.

Hypothese 6 (Uitgebreide proportionaliteitshypothese): de werkelijke waarde van de portefeuilles wordt proportioneel verdeeld volgens de werkelijke machtspositie¹⁴.

Eerder hebben we gezegd dat het naïef is te denken dat de portefeuilles zo billijk verdeeld worden. Volgens Gamson krijgt iemand die 30% van de politieke resources¹⁵ inbrengt 30%

van de beloning. Toen stelden we dat het beter was ook de machtsindices onder de loep te nemen. Deze zijn echter opgebouwd voor een ander doel: het halen van een meerderheid.

Deze indices capteren de effecten van de onderhandelingen over portefeuilles niet. Sterker nog, in het vorige deel stelden we dat deze indices de onderhandelingen over de regeringsdeelname zelfs niet capteren.

Stel dat we een machtsindex kunnen vinden waarvoor de Gamson hypothese opgaat. De beta is 1 en deze hypothese kan niet verworpen worden. We hebben dan een machtsindex geconstrueerd die de waarde van de input (de zetelverdeling) gelijkstelt aan de waarde van de output (de ministerposten). Als het klopt dat er een economisch spel gaande is tijdens de onderhandelingen van de ministerposten, dan is Gamson’s hypothese zeer waardevol.

Intuïtief lijkt het logisch dat een partij, gegeven zijn machtspositie, de beloning zal verdienen dat hij waard is. Krijgt de partij de kans om overgecompenseerd te worden, dan zullen de andere onderhandelingspartners hiermee niet kunnen instemmen. Staat de partij op punt om ondergecompenseerd te worden, dan zullen ze zelf verder willen onderhandelen. Als er een economische spel speelt, zal dit pas stoppen wanneer er een evenwicht bereikt is. Dat evenwicht is de situatie waarbij de politieke partij, gegeven de positie, zijn rechtmatig

14De werkelijke machtspositie vloeit niet alleen voort uit de zetelverdeling.

15De resources betekenen hier de zetels.

aandeel van de portefeuilles krijgt. De coalitie zal pas vormen wanneer beide partijen instemmen met het voorstel.

Wanneer we dus een machtsindex zouden kunnen construeren dat a priori aan de hand van de zetelverdeling de macht om ministerposten binnen te rijven, kan bepalen, zou dit een proportioneel verband moeten weergeven. Wanneer de inbreng van politieke resources met 3 procentpunt toeneemt, wordt de optimaal gealloceerde beloning ook verhoogd met 3 procentpunt. Een dergelijke index kan duidelijk niet alleen maar aan de hand van de zetelverdeling geconstrueerd worden. De Shapley-Shubik-index gebruikt zelfs de volgorde van stemmen om de macht te bepalen. Dat heeft niets te maken met de verdeling van ministerportefeuilles. Uit ons onderzoek bleek dat de Gamson hypothese het best stand hield wanneer de relatieve zetelverdeling gebruikt wordt, iets wat Gamson zelf doet in zijn hypothese. Toch blijkt de hypothese niet helemaal robuust te zijn. Het lijkt ons een betere benadering om te stellen dat er een zekere graad van waarheid zit in Gamson’s hypothese, maar dat niet alle variabelen gecapteerd worden. Wanneer we zouden kunnen vaststellen dat de het verband niet 1 op 1 maar 1 op 0,8 is, en het duidelijk gemaakt is dat de proportionaliteitshypothese onvolledig is, zouden we op zoek kunnen gaan naar oplossingen. Onze resultaten wijzen in deze richting.

Er zijn twee mogelijkheden om dichter aan te leunen bij de realiteit. Een eerste is het aanpakken van de machtsindices, zoals we eerder insinueerden. De berekening hiervan zou niet alleen op basis zijn van de zetelverdeling, maar zou ook gebruik maken van andere factoren. Voorbeelden hiervan zijn de relaties tussen bepaalde partijen, de positie van de formateur, het historisch gedrag van een partij tijdens onderhandelingen, etc… Het zou echter veel logischer zijn deze effecten niet te comprimeren in een index. Het is beter deze te splitsen om zo de regressie aan te vullen. Startend vanuit het oogpunt van Gamson (1961) voegen we onafhankelijke variabelen toe die een effect kunnen hebben op de uitkomst van de portefeuilleverdeling. We zouden zaken kunnen toevoegen zoals de formateursrol, onderhandelingstalent en angst.

p_it=a+bm_it+cf_i(1, 0)+do_i +fa_i

We leggen uit waarom deze variabelen nuttig kunnen zijn. Als het werkelijk zo is dat de formateur een invloed heeft, dan zal dit effect gecapteerd worden. Hetzelfde geldt voor oi

en ai , respectievelijk onderhandelingstalent en angst. Met angst bedoelen we de angst voor het niet kunnen deelnemen aan de regering. Wanneer onderhandelingen te lang duren, kunnen bepaalde partijen een minder groot deel eisen van hun rechtmatige beloning, omdat ze bang worden dat er anders van gesprekspartner gewisseld wordt. Het onderhandelingstalent slaat op de efficiëntie waarmee de verschillende partners onderhandelen over de portefeuilles tijdens de formatie. Het is interessant ons af te vragen wat deze variabelen precies capteren. Stel dat de partij met de formateur betere voorstellen kan afdwingen. Tegelijkertijd gaan we er van uit dat een groter talent voor onderhandelen de partij zal helpen om een relatief waardevoller deel van de portefeuilles in te nemen. Een verhoging van deze variabelen zou als resultaat hebben dat de verdeling van de ministerposten in het voordeel van deze partij toeneemt. Met andere woorden, deze partij zou in totale waarde een beter deel van de portefeuilles binnenhalen. Stel dat we deze regressie uitvoeren wanneer er geen gewichten toegekend zijn aan de portefeuilles. Elke post, of het nu Minister of Staatssecretaris is, heeft een gewicht van 1 in de waardering van de te verdelen portefeuille. Als we dan een regressie uitvoeren en verschillende waarden invullen in de onafhankelijke variabelen, zou pit moeten toenemen wanneer de onderhandelingsmacht toeneemt of wanneer de formateurspositie bekleed wordt. We zijn echter helemaal niet zeker of pit correct gedefinieerd is. Sterker nog, we vermoeden dat er verschillen in waardering bestaan tussen de verschillende portefeuilles. De assumptie dat elke portefeuille evenwaardig is lijkt ons hoe dan ook niet realistisch. Wanneer we veronderstellen dat de formateurspositie en het onderhandelingstalent betere portefeuilles binnenhalen, kunnen we even goed de portefeuilles zo waarderen dat ze hun werkelijke waarde voorstellen. Met andere woorden de voordelen van de formateurspositie en het onderhandelingstalent worden gecapteerd aan de linkerzijde van de vergelijking: de waardering van de portefeuilles. Wat doen we eigenlijk als we het gewicht van de eerste minister post verhogen in de pay-off? We capteren dan het positieve effect van de formateurspositie, aangezien deze de eerste minister wordt. Hetzelfde geldt voor de andere portefeuilles. Als we elk kabinet het correcte gewicht kunnen toekennen, dan wordt het effect van de onderhandelingsmacht oi gecapteerd langs de linkerzijde van de vergelijking.

Stel dat we de eerste minister een hoger gewicht van 4 geven, en we gebruiken in de

regressie de onafhankelijke variabele fi(0,1), dan meten we het effect van deze positie dubbel. Het voordeel van de formateurspositie vertaalt zich in een hogere pit, maar heeft ook een invloed via de variabele. Als we dus Gamson volgen door te aanvaarden dat de rechtmatige verdeling van de ministerportefeuilles te meten is aan de hand van de relatieve zetelverdeling, dan is het logischer de waarde van de ministerportefeuilles beter te bepalen, zeker gezien ons vermoeden dat niet elke portefeuille even begeerd wordt

p_it^A=a+bm_it+fa_i

Net zoals Gamson de rechtmatige verdeling veronderstelt met als input de relatieve zetelverdeling en als output de portefeuilles,

veronderstelt de uitgebreide Gamson hypothese dat er een rechtmatige verdeling zal zijn van juist gewaardeerde portefeuilles, afhankelijk van de machtspositie verworven door de zetelverdeling.

p_it^A=mp_it^A

We gaan er van uit dat elke partij zal onderhandelen tot deze rechtmatige verdeling voor alle partners gevonden is. Is dit niet het geval, dan zullen de onderhandelingen blijven duren. Er ontstaat pas een evenwicht, en dus een akkoord, wanneer de portefeuilles optimaal gealloceerd worden. Mit wordt hier niet gezien als politieke resources die ingebracht worden, wel als de initiele positie van macht waarmee onderhandeld wordt. De partijen dwingen, afhankelijk van de macht bestaande in positie mpit, de rechtmatige verdeling af.

We gaan er van uit dat de partijen keihard onderhandelen. Ze blijven de portefeuilles herschikken totdat er een akkoord is. We stelden eerder dat een akkoord slechts mogelijk is wanneer alle partners dit aanvaardbaar vinden. Het vormen van een akkoord laat dus impliciet gelden dat de partners de verdeling rechtmatig vinden. Met andere woorden: aan de 1 op 1 proportionaliteit tussen machtspositie en aangepaste portefeuilles is vanzelf voldaan bij de coalitieformatie. Stel dat de waarderingen voor de portefeuilles perfect gekend zijn en gelijk blijven doorheen de tijd. Door middel van enquêtes en onderzoek

p_it=m_it

weten we dat de gewichten juist gekozen zijn. De waardering van de portefeuilles p_it^A, is dus correct. Als we voor elk jaar, voor elke partij, deze p_it^A zouden gelijkstellen aan mpit, zou de machtspositie mpit voor die partij op dat tijdstip a posteriori geopenbaard worden. We zouden dan bijvoorbeeld kunnen stellen dat partij i op tijdstip t 40% van de werkelijke waarde van de portefeuilles kon behalen omdat hun relatieve machtspositie op dat moment 40% bedroeg. Het onderzoek wordt met andere woorden omgedraaid: in de plaats van te zoeken naar de verdeling van de portefeuilles, wordt aan de hand van deze verdeling de machtspositie van de partijen onderzocht. Voor Gamson staat deze machtspositie vast. De macht staat gelijk aan het aantal politieke resources dat de partijen inbrengen in de coalitie.

Levert een partij 60% van de zetels, dan verdient deze 60% van de portefeuilles. We kunnen onmogelijk stellen dat wanneer een partij 60% van de werkelijke waarde van de portefeuilles binnenhaalt, dat deze dan een zetelverdeling heeft van 60%. De zetels worden immers verdeeld voor het onderhandelingsproces. De machtspositie zal dus van meer afhangen dan de zetelverdeling alleen.

Wanneer zullen partijen ervoor kiezen om een minder dan proportioneel deel van de werkelijke beloning te aanvaarden? In principe zullen ze dat nooit doen. Het economische spel zal blijven doorgaan tot het evenwicht gevonden is. Voorstellen zullen over en weer gaan totdat de optimale allocatie bereikt is. In een spel met twee spelers lijkt dit een aanvaardbare uitkomst. Stel dat de partijen pre-electoraal¹⁶ een akkoord afsluiten. Ze verwachten dat ze samen genoeg zetels zullen behalen om een meerderheid te vormen. Als hun plan lukt, namelijk samen genoeg zetels halen, zullen ze koste wat het kost samen en zonder anderen de regering vormen. Ze weten zeker dat ze deel zullen uitmaken van de regering. Het onderhandelingsspel over de verdeling van de portefeuilles, dat volgt na de verkiezingen, zal resulteren in de optimale allocatie van portefeuilles. De uitgebreide Gamson hypothese zal dan kloppen: de partijen krijgen proportioneel met hun machtspositie een aandeel van de te verdelen portefeuilles. In dit geval is de machtspositie alleen maar bepaald door de zetelverdeling. De positie van de formateur en de onderhandelingsmacht is reeds opgenomen in de waardering van de portefeuilles. Als de partijen zich rationeel gedragen zal de verdeling voor beide partijen aanvaardbaar gemaakt

16Pre-electoraal betekent voor de verkiezingen.

worden, door heen en weer te schuiven met de portefeuilles. Enkel dan stemmen beide partijen in en wordt de regering officieel gevormd. Dit gebeurt uiteraard allemaal achter de

worden, door heen en weer te schuiven met de portefeuilles. Enkel dan stemmen beide partijen in en wordt de regering officieel gevormd. Dit gebeurt uiteraard allemaal achter de

In document UNIVERSITEIT GENT FACULTEIT ECONOMIE EN BEDRIJFSKUNDE (pagina 54-75)