Politieke ongelijkheid in Europa en de invloed van macro-economische ongelijkheid

2

Samenvatting

Zijn politieke partijen in Europa meer responsief naar ideologische verschuivingen van de rijke kiezer dan naar die van de arme kiezer? Er is onderzocht of deze vorm van politieke ongelijkheid wordt versterkt door macro-economische ongelijkheid. Voor 18 Europese landen zijn regressieanalyses uitgevoerd om te testen of ideologische verschuivingen van arme of rijke kiezers een goede voorspeller zijn voor verschuivingen van partijen. Ook zijn er responsiviteitsratio’s gemaakt om te meten hoe vaak een partij de ideologische richting van de arme dan wel rijke groep volgt. Voor slechts twee landen bleek volgens beide methodes duidelijk sprake te zijn van politieke ongelijkheid, voor drie was dat enigszins het geval. Macro-economische ongelijkheid is als inkomensongelijkheid gemeten door middel van Gini-coëfficiënten. Inkomensongelijkheid bleek geen verband te hebben met politieke ongelijkheid. Deze bevindingen impliceren dat politieke ongelijkheid in Europa beperkt is en economische bronnen niet per definitie ook politieke bronnen zijn.

3

Inhoudsopgave

1 Inleiding 4

2 Theorie en hypothesen 6

Concepten en normatieve implicaties 6

De gemiddelde kiezer 8

Ongelijke vertegenwoordiging 9

De invloed van macro-economische ongelijkheid 11

3 Methode 14 Posities kiezer 14 Posities partijen 16 Macro-economische ongelijkheid 17 Analyses 18 4 Resultaten 19 Regressies 20 Responsiviteitsratio’s 22

Controle links en rechts 23

Case Nederland 24

De invloed van macro-economische ongelijkheid 24

5 Conclusie en discussie 25

Bibliografie 28

Bijlagen

Bijlage 1. Politieke partijen die zijn meegenomen in de analyses. 32

4

1 Inleiding

Er is veel onderzoek gedaan naar ondervertegenwoordiging van armen in de Verenigde Staten (Bartels 2008; Erikson & Bhatti 2011; Gilens 2005), waaruit sterk of minder sterk bleek dat de Amerikaanse politiek er in faalt de voorkeuren van de arme burger te vertegenwoordigen. Ook voor de Europese context zijn enkele onderzoeken uitgevoerd naar ongelijkheid in vertegenwoordiging, maar niet zo uitgebreid en voornamelijk naar één land (Hakhverdian 2012; Rosset 2013). Over wat de rol van macro-economische ongelijkheid hier in kan zijn is nog minder bekend (behalve Rosset et al. 2013). Dit is raar, want over de rol van macro-economische ongelijkheid in publieke opinie en herverdelingsvoorkeuren is dit wél het geval (Meltzer en Richard 1981; Kenworthy en McCall 2008; Kelly en Enns 2010).

In ongelijkere samenlevingen kan geld een grotere rol spelen in de politiek en is het verschil in participatie tussen inkomensgroepen groter (Rosset et al. 2013). Dit zou kunnen resulteren in een grotere politieke ongelijkheid. Politieke ongelijkheid wordt hier gezien als een verschil in vertegenwoordiging tussen arm en rijk. Om vertegenwoordiging te meten wordt er in dit onderzoek gekeken naar responsiviteit: in hoeverre reageren partijen op veranderingen in voorkeuren van het electoraat? Verkiezingen zouden bij uitstek de stimulans moeten zijn voor partijen om de voorkeuren van de kiezers in acht te nemen. Maar helpen verkiezingen wel bij het verzekeren dat de voorkeuren van alle kiezers worden gehoord? Of bekrachtigen verkiezingen alleen maar de bevoorrechte burgers die de (financiële) bronnen hebben om het politieke proces te beïnvloeden (Gilens 2005: 778)? En maakt een grotere macro-economische ongelijkheid het nog moeilijker voor armen om gehoord te worden door de politiek? Het zijn vragen die aan de basis liggen over de werking van democratisch kapitalistische samenlevingen waarin politieke rechten gelijk zijn verdeeld, maar economische voordelen niet (Rodríguez 2004: 289). De vraag die deze thesis zal proberen te beantwoorden is, wordt politieke ongelijkheid, als een politieke ondervertegenwoordiging van de armen, versterkt door macro-economische ongelijkheid? Hoe partijen de voorkeuren van burgers vertegenwoordigen is namelijk cruciaal voor politieke vertegenwoordiging. Als de voorkeuren van rijke groepen beter worden gevolgd dan die van armen zegt dit iets over de rol van economische tegenstellingen voor politieke vertegenwoordiging.

Via verschillende wegen zou de vertegenwoordiging van armeren in de samenleving kunnen worden beperkt. Zo zou een gebrek aan politieke participatie van deze groep kunnen leiden tot een ondervertegenwoordiging (Gallego 2007). Ook kan het liggen aan een gebrek aan descriptieve vertegenwoordiging (Mansbridge 1999), aangezien politieke elites vaak een

5

sociaaleconomische status hebben die dichter ligt bij de hogere kant van de inkomensverdeling (Gaxie en Godmer 2007). Verder speelt geld zelf ook op verschillende manieren een rol om politieke actoren te beïnvloeden. Daarom focust het eerste deel van dit onderzoek zich op de vraag of politieke partijen meer reageren op ideologische verschuivingen van rijken dan op die van armen, wat hier politieke ongelijkheid wordt genoemd. De mechanismes die zorgen voor politieke ongelijkheid, zouden kunnen worden versterkt door economische ongelijkheid op macroniveau, zoals een daling van politieke participatie door armere burgers naarmate economische ongelijkheid stijgt (Solt 2008). Als tweede focus in dit onderzoek wordt dan ook dit verband onderzocht: is er in landen waar inkomens ongelijker verdeeld zijn meer sprake van politieke ongelijkheid?

In de traditie van vele onderzoeken voor deze studie naar vertegenwoordiging (Ezrow et al. 2010; McDonald en Budge 2005; Downs 1957) wordt er gekeken naar de mean voter positie. Bestaand onderzoek laat zien dat partijen hun posities aanpassen aan prikkels zoals veranderingen in de positie van de gemiddelde kiezer (Adams et al. 2004). Wiens veranderingen in posities worden gevolgd is minder duidelijk. In dit onderzoek worden de verschuivingen in de positie van de gemiddelde kiezer berekend van verschillende inkomensgroepen, en ideologische verschuivingen van politieke partijen. Dit is overeenkomstig met Adams en Ezrow (2009), alleen onderzoeken zij een verschil in vertegenwoordiging tussen mensen die meer en minder geïnteresseerd zijn in politiek. Qua verschil in vertegenwoordiging tussen arm en rijk is voor de Europese context door Giger et al. (2012) al bekend dat armen over het algemeen slechter worden vertegenwoordigd. Ook lieten Rosset et al. (2013) al zien dat economische ongelijkheid hier op van invloed is. Deze onderzoeken keken echter niet naar verschuivingen in posities, en dus responsiviteit, maar naar de congruentie tussen beleidsposities van de kiezers en partijen. Deze studie dicht het gat door de onderzoeken van Adams en Ezrow (2009), Giger et al. (2012) en Rosset et al. (2013) te combineren; politieke ongelijkheid in Europa wordt gemeten aan de hand van ideologische verschuivingen van kiezers en partijen en er wordt gekeken of macro-economische ongelijkheid hier op van invloed is.

Op twee manieren worden deze verbanden onderzocht. Als eerste zullen er regressieanalyses worden uitgevoerd om te testen of verschuivingen van arme of rijke kiezers ideologische verschuivingen van partijen kunnen voorspellen. Ten tweede worden er responsiviteitsratio’s gemaakt die aangeven hoe vaak een partij een ideologische verschuiving van een inkomensgroep volgde. De uitkomsten van beide analyses zeggen vervolgens iets over de mate van politieke ongelijkheid in een land, waarna de invloed van inkomensongelijkheid hierop kan worden getest.

6

De rest van deze thesis is als volgt gestructureerd. Eerst wordt er ingegaan op de achterliggende theorie die uitmondt in hypothesen. Daarna worden de data en operationaliseringen gepresenteerd, en de werkwijze van het onderzoek. Hierna worden de empirische resultaten gepresenteerd. In de laatste sectie worden de bevindingen, implicaties en beperkingen van deze studie besproken.

2 Theorie en hypothesen

Concepten en normatieve implicaties

Het onderwerp gelijke vertegenwoordiging roept verschillende normatieve vragen op. Het gaat hier om een politieke gelijkheid in vertegenwoordiging. Wat is politieke gelijkheid? Wat kunnen we uit de politieke theorie meenemen om te gebruiken in dit kader? Hoe kan economische ongelijkheid politieke ongelijkheid in de weg staan? En als we vertegenwoordiging zien als responsiviteit, hoe belangrijk is responsiviteit dan?

Allereerst is er de vraag wat politieke gelijkheid is. Hiervoor is één van de onderdelen die Dahl (2006: 9) noemt bij het beschrijven van de ideale democratie nuttig. Hij heeft het hier over inclusie: ieder lid van het volk moet gemachtigd zijn om te participeren in de politiek op manieren zoals stemmen, participeren bij verkiezingen, begrip hebben van de problemen die spelen en controle hebben over de politieke agenda. Hij heeft het hier echter wel over een ideaal beeld. Dahl (2006: 75) ziet ook dat politieke ongelijkheid onder burgers altijd obstakels zal hebben, zoals de verdeling van politieke bronnen, vaardigheden en stimulansen, de invloeden van markteconomieën en het bestaan van een internationaal systeem dat dan wel belangrijk mag zijn maar niet democratisch is. Ondanks dat politieke gelijkheid nooit volledig behaald zal worden is het volgens Dahl (2006: 49) wel iets dat nagestreefd moet blijven worden. Het gaat hier niet om politieke ongelijkheid die voort zou komen uit dingen als wettelijke discriminatie of een beperking van burgerrechten. De politieke ongelijkheid waar het hier wel om draait zijn mechanismes die ervoor zorgen dat bepaalde groepen minder bronnen hebben om invloed uit te oefenen op het politieke proces; een gebrek aan inclusie als onderdeel van democratie dus. Gilens (2005: 778) stelt ook dat de hoofdgedachte van democratie is dat (alle) burgers het politieke beleid kunnen beïnvloeden. Democratie zou niet alleen maar moeten vereisen dat het overheidsbeleid (enigszins) de voorkeuren van zij die bestuurd worden reflecteert, maar ook dat alle burgers, en niet alleen de welgestelde, invloed hebben op het overheidsbeleid (idem: 779).

Dit wordt een moeilijker te behalen doel wanneer democratie hand in hand gaat met marktkapitalisme. De strijd tussen gelijkheid en ongelijkheid wordt beïnvloed door deze twee

7

instituten (Dahl 1996: 645). Volgens de democratische visie zouden kansen om macht over de overheid uit te oefenen gelijk moeten worden verdeeld, maar veel bronnen die direct of indirect voortvloeien uit iemands economische positie kunnen worden omgezet in politieke bronnen (idem: 646). Marktgeoriënteerd kapitalisme genereert ongelijkheden in de toegang tot potentiële politieke bronnen zoals geld, status en informatie. Dus als inkomen en rijkdom politieke bronnen zijn, en als deze ongelijk zijn verdeeld, hoe kunnen burgers dan nog politieke gelijken zijn? Dahl (1996: 647) ziet hier als enig uitvoerbaar alternatief het onmogelijk maken voor burgers, of in ieder geval moeilijker, om ongelijke economische bronnen en posities om te zetten in ongelijke politieke bronnen. Ongelijkheden kunnen dus worden gemodificeerd door overheidsinterventie.

Tot zo ver politieke gelijkheid. Het belang van vertegenwoordiging, gezien als responsiviteit, is de andere normatieve vraag. Om vertegenwoordiging te omschrijven wordt vaak Pitkin (1967) aangehaald, waarbij ze verwijst naar de manier waarop vertegenwoordigers handelen ten gunste van hun kiezers en pleiten voor hun beleidsvoorkeuren. Wat betreft responsiviteit wordt in empirische onderzoek artikelen vaak het volgende citaat van Dahl (1971: 1) geciteerd: “a key characteristic of a democracy is the continuing responsiveness of the government to the preferences of its citizens, considered as political equals”. Wellicht is dit te makkelijk en te kort door de bocht. Sabl (2015) zet hier ook zijn vraagtekens bij en stelt dat dit een verkeerde interpretatie van Dahl is, aangezien Dahl verder ook stelt dat hij het simpele responsiviteitscriterium fout en populistisch vindt. Daarbij geeft hij aan dat geen enkele normatieve theoreticus dit responsiviteitscriterium als belangrijkste of centrale criterium van democratische kwaliteit zou zien (Sabl idem: 347). Ook wijst hij op het misverstand over de vraag of er perfecte responsiviteit moet zijn, of dat er tot op zekere hoogte responsiviteit moet zijn (2015: 348). Wanneer er geen sprake is van perfecte responsiviteit hoeft dit dus geen teken te zijn van een gebrek aan kwaliteit van democratische vertegenwoordiging. Ook Stimson et al. (1995: 558) wijzen op de vraag over in hoeverre beleid de korte termijn veranderingen in publieke opinie moet reflecteren. Sabl (2015) geeft aan dat empirici van theoretici kunnen leren dat de gezondheid van een democratie verder gaat dan alleen responsiviteit en dat het ook om andere, institutionele en burgerlijke, kwaliteiten gaat. Wellicht kunnen we concluderen dat een perfecte correspondentie tussen meerderheidsvoorkeuren en overheidsbeleid niet iets is dat velen zullen verwachten of zelfs willen. Toch is de aard van de connectie tussen wat burgers willen en wat de overheid doet een centrale overweging bij het evalueren van de kwaliteit van democratisch bestuur (Gilens 2005: 778).

Verkiezingen zouden bij uitstek de stimulans voor politici moeten zijn om de voorkeuren van zij die bestuurd worden in acht te nemen. Verkiezingen zorgen voor de basis die het

8

overheidsbeleid linkt aan de voorkeuren van de kiezer, doordat kiezers kunnen kiezen tussen kandidaten met concurrerende ideeën en door het creëren van stimulansen voor vertegenwoordigers om het beleid te vormen in de richting die het publiek wilt (Gilens 2005: 778). Om deze reden wordt er in dit onderzoek gefocust op de verkiezingsprogramma’s van partijen. Maar helpen verkiezingen wel bij het verzekeren dat ‘de stem van het volk’ wordt gehoord? Of bekrachtigen ze alleen maar de bevoorrechte burgers die de financiële en andere bronnen hebben om het politieke proces te beïnvloeden? Er wordt hier onderzocht of verkiezingsprogramma’s blijk geven van een gelijkheid in responsiviteit tussen de voorkeuren van arme en rijke groepen in Europese landen. Zoals eerder aangegeven is politieke gelijkheid iets dat meerdere obstakels kent, waarvan een aantal van economische aard zijn, zoals de invloed van de markteconomie en de ongelijke verdeling van politieke bronnen. Het geeft aan dat economische ongelijkheden niet alleen op zichzelf zorgwekkend zijn maar ook politieke implicaties kunnen hebben. Daarom wordt macro-economische ongelijkheid ook meegenomen in dit onderzoek; het zou politieke ongelijkheid kunnen versterken.

De gemiddelde kiezer

Het voorgaande gaf aan waarom partijen de posities van kiezers zouden moeten volgen. Er zijn ook redenen om te denken dat partijen dit ook doen. Stimson et al. (1995) beschrijven het proces van dynamische representatie; publieke sentimenten veranderen, politieke actoren voelen dit en passen hun beleid hieraan aan. Ze onderzoeken dit voor de Verenigde Staten en vinden dat beleid inderdaad dynamisch reageert op veranderingen in de publieke opinie. Wat zij echter voornamelijk onderzoeken is responsiviteit die zich uit in uitkomsten in beleid, en niet als ideologische verschuivingen van partijen. Wel zien ze als onderdeel van het mechanisme dat beleidsmakers calculerend zijn over de publieke opinie voor toekomstige verkiezingen. Responsiviteit in beleid en responsiviteit in ideologische posities hangen op deze manier met elkaar samen. In zijn economische theorie van politieke actie in een democratie stelt Downs (1957: 137) dat politieke partijen hun beleid strikt formuleren als middel om stemmen te winnen. Partijen worden hier gezien als ondernemers die beleid voor stemmen verkopen, en concurreren daarvoor met andere partijen. Volgens deze rationele benadering zouden partijen de posities van de kiezer volgen om het aantal stemmen te maximaliseren.

Dit wordt ook duidelijk uit recenter empirisch onderzoek. Adams et al. (2004) laten zien dat partijen reageren op veranderingen in de publieke opinie. Ze stellen dat politieke partijen systematisch hun ideologische positie aanpassen aan veranderingen in de publieke opinie, en bekijken hierbij in acht West-Europese democratieën de link tussen de links-rechts posities van

9

politieke partijen en die van de kiezer. Ze vinden empirisch bewijs voor de stelling. Verschuivingen van kiezers blijken een belangrijkere factor te zijn voor verschuivingen van partijen dan de uitslag van de voorgaande verkiezing. Deze reactie is nog sterker wanneer de publieke opinie uit de richting van de partij beweegt: rechtse partij modereren wanneer de publieke opinie naar links beweegt en linkse partijen modereren wanneer de publieke opinie naar rechts beweegt. Ook Hakhverdian (2012) vindt in zijn onderzoek naar responsiviteit in het Verenigd Koninkrijk dat veranderingen in de publieke opinie vaak leiden tot een verandering van beleid in dezelfde richting in het daaropvolgende jaar. Nu duidelijk is dat partijen reageren op verschuivingen in de publieke opinie, is het de vraag of dit in gelijke mate gebeurt voor verschillende inkomensgroepen.

Onderzoek waarin er naar de mean of median voter positie wordt gekeken noemen Ezrow et al. (2010) het general election model. Dat is ook wat er hier wordt gedaan: de gemiddelde positie van de kiezer van elke inkomensgroep wordt berekend. Ezrow et al. (2010: 278) vinden bewijs voor de hypothese die stelde dat veranderingen in de gemiddelde positie van het gehele electoraat dezelfde veranderingen veroorzaakt in de gemiddelde posities van mainstream partijen. Wanneer er van uit wordt gegaan dat partijen de gemiddelde kiezer volgen, wordt er vanzelfsprekend ook vanuit gegaan dat partijen hun stemmen willen maximaliseren. Dit hoeft niet altijd het einddoel te zijn: een strategie voor het maximaliseren van stemmen kan ook efficiënt zijn voor partijen die op zoek zijn naar invloed op beleid of willen regeren (Ezrow et al. 2010: 278).

Ongelijke vertegenwoordiging

Een noodzakelijke conditie voor verschil in vertegenwoordiging is dat er een verschil in voorkeuren moet zijn; als voorkeuren hetzelfde zijn maakt het –empirisch gezien- niet uit op wie partijen reageren. Hoewel voornamelijk gefocust op de Verenigde Staten, zijn er verschillende onderzoeken die uitwijzen dat de voorkeuren van inkomensgroepen verschillen (Gilens 2009; Flavin 2012), in grote en kleine (Soroka en Wlezien 2008; Rehm 2009) mate. Theoretisch gezien wordt vaak verwacht dat armen linkser zijn dan rijken (Gilens 2009; Hakhverdian 2010; Rehm 2009). Arm en rijk hebben andere voorkeuren omdat hun materieel eigenbelang verschilt, en ze dus ofwel winnen of verliezen van herverdeling. Armere burgers zouden daardoor eerder geneigd zijn overheidsinterventie te steunen en te vragen om een herverdeling van rijkdom (Meltzer en Richard 1981; Verba et al 1995).

Vervolgens is het de vraag of deze verschillende voorkeuren in gelijke mate vertegenwoordigd worden, en of politieke partijen in gelijke mate reageren op verschuivingen in

10

de voorkeuren van de inkomensgroepen. Er zijn verschillende redenen om te verwachten dat de voorkeuren van armen minder goed worden vertegenwoordigd dan die van de rijken. Ten eerste spelen karakteristieken van de inkomensgroepen zelf een rol in het proces van politieke vertegenwoordiging, en dan met name politieke participatie. Een gebrek aan politieke participatie van bepaalde groepen zou kunnen leiden tot een ondervertegenwoordiging. Ongelijkheid in politieke participatie refereert naar het feit dat, terwijl legaal en formeel politieke gelijkheid is gegarandeerd, het effectieve gebruik van het recht om deel te nemen in de politiek ongelijk verdeeld is tussen verschillende sociale groepen op basis van opleiding of inkomen (Gallego 2007: 11). Systematische ongelijkheden in politieke participatie zouden het politieke proces in het voordeel van de bevoordeelde kunnen draaien, en zo een vicieuze cirkel creëren waarin politieke en sociale ongelijkheden elkaar versterken. Ook wijzen bijvoorbeeld Pontusson en Rueda (2010) op het belang van politieke mobilisatie van burgers met een laag inkomen. Ze vinden een interactie tussen ongelijkheid en participatie van kiezers met een laag inkomen; ongelijkheid maakt sommige individuen minder betrokken bij de politiek, en linkse partijen reageren alleen op een stijging van ongelijkheid als kiezers met een laag inkomen politiek gemobiliseerd zijn. Gallego (2007: 21) liet ook zien dat in Europese landen er meer gestemd wordt door mensen met een hoog inkomen. De logica achter verklaringen van ongelijkheid in participatie komt vaak neer op een kosten-batenanalyse, waarbij sociaaleconomische karakteristieken van invloed zijn op het werven van bronnen die de kosten van het deelnemen aan de politiek verlagen (Gallego 2007: 11).

Ten tweede zou een ondervertegenwoordiging van armen kunnen komen door een gebrek aan descriptieve vertegenwoordiging: politieke elites hebben een sociaaleconomische status die dichter ligt bij hogere kant van de inkomensverdeling (Gaxie en Godmer 2007). Bij descriptieve vertegenwoordiging zijn vertegenwoordigers in een bepaald opzicht typisch voor een grotere groep. Er wordt er dan van uit gegaan dat dit bepaalde kenmerk zorgt voor gedeelde ervaringen (Mansbridge 1999: 629). Volgens Mansbridge (idem) is de communicatie tussen mensen met dezelfde descriptieve karakteristieken beter, en wanneer belangen nog niet zijn gekristalliseerd kunnen ze beter worden vertegenwoordigd door mensen met deze zelfde karakteristieken.

Als laatste speelt geld zelf op verschillende manieren een rol om politieke actoren te beïnvloeden. Zoals Dahl (1996) al zei, kan iemands economische positie worden omgezet in politieke bronnen. Partijen en individuele politici hebben altijd materiële beperkingen en zijn dus op zoek naar financiële bronnen (Giger et al. 2012: 49) , zoals voor het financieren van campagnes. Ook worden politici vaak lucratieve posities toegekend na hun periode als Kamerlid of bewindspersoon (Eggers en Hainmueller 2009). Al deze redenen leiden ertoe dat verwacht kan

11

worden dat politieke partijen meer of beter reageren op ideologische verschuivingen van rijken dan van armen. Vandaar luidt de eerste hypothese:

H1: De Europese partijpolitiek is minder responsief naar ideologische verschuivingen van de armen dan naar die van de rijken.

Deze hypothese wordt voor 18 landen in Europa ook afzonderlijk getest omdat landen zo ook met elkaar vergeleken kunnen worden. Hoewel er nog weinig bekend is over ondervertegenwoordiging van armen in Europese context, is er een onderzoek dat hier sterk mee samen hangt. Giger et al. (2012) onderzoeken ook of de voorkeuren van mensen met een laag inkomen over het algemeen verder af staan van die van politieke elites dan die van vermogende burgers. Uit dit onderzoek blijkt dat over het algemeen de armen slechter worden vertegenwoordigd dan de rijken. Ze vinden verschillen tussen landen maar in geen enkel land zijn arme burgers beter vertegenwoordigd dan de rijkere (idem: 57). Dit is overeenkomstig met onderzoeken over de Verenigde Staten die aangeven dat verschil in vertegenwoordiging altijd in het nadeel is van de armen. Wat Giger et al. (2012) echter anders doen wat betreft onderzoeksmethode, is dat ze kijken naar de congruentie tussen de beleidsposities van de kiezers en van de partijen, wat ze proximity noemen. Ze kijken dus niet naar reacties, ofwel verschuivingen, van partijen op ideologische verschuivingen van groepen in electoraat. Uit dit onderzoek blijkt dus wél dat de posities van armen over het algemeen verder af staan van posities van partijen dan de posities van rijken, maar het zegt niks over reacties op verschuivingen. Een onderzoek dat zich wel richt op ideologische verschuivingen van kiezers en partijen is dat van Adams en Ezrow (2009). Qua operationalisering en methode wordt er hier voortgebouwd op dat van hen: verschuivingen in posities van het electoraat worden vergeleken met ideologische verschuivingen van partijen. Zij kijken echter niet naar een verschil in vertegenwoordiging tussen rijk en arm, maar of de groep kiezers die meer participeert in en discussieert over de politiek beter gevolgd wordt.

De invloed van macro-economische ongelijkheid

In de literatuur worden vaak verbanden onderzocht tussen inkomensongelijkheid en herverdelingsvoorkeuren (Meltzer en Richard 1981; Milanovic 2000; Kenworthy en McCall 2008; Pontusson en Rueda 2010). De theorie van Meltzer en Richard uit 1981 stelt dat inkomensongelijkheid herverdeling zou promoten via de voorkeuren van de median voter. Volgens deze theorie wordt de afstand tussen het gemiddelde en het mediane inkomen groter door ongelijkheid, waarbij het mediane inkomen lager is dan het gemiddelde. Hoe lager het

12

mediane inkomen relatief is ten opzichte van het gemiddelde, hoe waarschijnlijker het is dat een persoon of huishouden met een mediaan inkomen profiteert van meer herverdeling door de overheid, en dus hoe meer diegene voorstander zal zijn voor meer herverdeling. Meer inkomensongelijkheid zou dus moeten leiden tot de politieke vraag voor meer herverdelingsbeleid, wat in een redelijk responsief democratisch staatsbestel zou moeten resulteren in precies dat (Kenworthy en McCall 2008: 35). Maar in de praktijk blijkt dit meestal helemaal niet het geval te zijn. Lindert (2004: 15) heeft het over een paradox waarbij herverdeling van rijk naar arm het minst gebeurt wanneer het het meest nodig is. Ook vinden Kenworthy en McCall (2008) in hun onderzoek naar een groot aantal welvarende landen geen bewijs voor een positief verband tussen inkomensongelijkheid en herverdelingsvoorkeuren. Dit zou kunnen komen doordat economische ongelijkheid mechanismes in gang zet die politieke ongelijkheid vergroten en armen dus niet de kans geven op te komen voor herverdeling. Op deze manier kan politieke ongelijkheid een belangrijke stap zijn tussen economische ongelijkheid en herverdelingsbeleid. Er zijn verschillende onderzoeken die reden geven te verwachten dat economische ongelijkheid politieke ongelijkheid versterkt.

Zo onderzoekt Solt (2008) dit verband door te kijken naar het effect van de mate van economische ongelijkheid in een land op de politieke betrokkenheid van burgers. Hierbij kijkt hij naar de variabelen interesse in politiek, mate van discussiëren over politiek, en electorale participatie. Hij concludeert dat hoe groter de ongelijkheid, hoe lager deze drie variabelen zijn onder armere burgers, waardoor zij ook minder macht hebben. De politieke betrokkenheid van burgers, en dan met name arme burgers, daalt dus naarmate de economische ongelijkheid stijgt. De voorspelling van Meltzer en Richard dat ongelijkheid gepaard zou gaan met meer herverdeling rust op de aanname dat alle inkomens stemmen (Pontusson en Rueda 2010: 7). Pontusson en Rueda (idem) onderzoeken in dit kader of linkse partijen meer naar links bewegen als gevolg van een groeiende ongelijkheid. Op deze manier zouden linkse partijen dus meer opkomen voor herverdeling. Ze concluderen dat dit alleen het geval is als kiezers met een laag inkomen politiek gemobiliseerd zijn. Wanneer ze dit niet zijn, komen armen minder goed op voor hun voorkeuren. Dit is dus niet het geval, en economische ongelijkheid is hier op van invloed. Petrova (2008) ziet hier de rol van de media. Doordat de massamedia zo’n belangrijke bron van informatie is voor iedereen, wordt het voor de rijken een aantrekkelijk middel om de publieke opinie te beïnvloeden. Een grote economische ongelijkheid zou, volgens de theorie van Meltzer en Richard, leiden tot meer vraag voor herverdeling, wat de prikkels voor hoge inkomens weer zou verhogen om deze vraag van de lage inkomens te beïnvloeden (Petrova 2008: 205). Het onderzoek van Petrova (idem) laat zien dat een hoge inkomensongelijkheid

13

samen gaat met een lage mediavrijheid, en dat dit effect nog sterker is in democratische landen. Op deze manier kunnen rijken hier nog meer invloed uitoefenen op de voorkeuren van de armen, en werkt economische ongelijkheid via de media politieke ongelijkheid in de hand.

Grote economische ongelijkheid zorgt voor een democratie die meer in het voordeel van de rijkste burgers werkt, waardoor de rest geneigd is te concluderen dat het het niet waard is te participeren in de politiek (Solt 2008: 58). Eenzelfde soort conclusie trekken Kelly en Enns (2010). In hun onderzoek naar de invloed van inkomensongelijkheid op publieke voorkeuren in de Verenigde Staten laten ze zien dat economische ongelijkheid zichzelf versterkend is door de manier waarop zowel rijken als armen reageren op veranderingen in inkomensongelijkheden. Ze vinden namelijk dat een stijgende economische ongelijkheid zorgt voor een conservatievere houding in het publieke sentiment. Hierdoor zijn de voorkeuren van het publiek voor minder herverdeling, wat weer inkomensongelijkheid in de hand werkt. Ongelijkheid zou armen ervan weerhouden het democratische proces te gebruiken om hun welzijn te verbeteren. Ook zien Kelly en Enns (idem) het omgekeerde verband: een ongelijke democratie die niet reageert op de belangen van de onderkant van de inkomensverdeling laat de inkomensongelijkheid stijgen, aangezien de overheid hier geen actie voor onderneemt. Mensen aan de bovenkant van de inkomensverdeling zien er geen reden voor en zij aan de onderkant hebben weinig invloed. Ze vinden echter geen gebrek aan responsiviteit naar de armen, alleen een verschuiving van zowel arm als rijk naar de conservatievere kant. Ook Rodríguez (2004: 288) beschrijft het mechanisme waarbij toenemende ongelijkheid synoniem is aan een overdracht van economische bronnen van arm naar rijk. Wanneer zulke overdrachten resulteren in toenemende toegang tot politieke macht door de rijken, dan zal dit ook resulteren in een daling van de capaciteiten van de armen om het politieke systeem te controleren. Worden ongelijkere samenlevingen dus gekarakteriseerd door een oververtegenwoordiging van de voorkeuren van de rijken? De mechanismes die zorgen voor politieke ongelijkheid lijken te worden versterkt door economische ongelijkheid. Daarom luidt de tweede hypothese:

H2: Er is meer sprake van politieke ongelijkheid in economisch ongelijkere samenlevingen.

Rosset et al. (2013) deden een soortgelijk onderzoek en vonden bewijs dat een hogere mate van inkomensongelijkheid politieke ondervertegenwoordiging van de armen versterkt, vooral als het gaat om vertegenwoordiging door partijen. Echter, zoals gezegd, operationaliseren zij politieke ongelijkheid op een andere manier. Daarom is het interessant om te kijken of bij deze operationalisering van politieke ongelijkheid, namelijk dat partijen de ideologische

14

verschuivingen van arme kiezers minder goed volgen, deze hypothese ook bevestigd kan worden.

3 Methode

In deze studie wordt het verband tussen economische en politieke ongelijkheid onderzocht. Hiervoor wordt eerst gekeken naar politieke ongelijkheid. Er is voor dit onderzoek sprake van politieke ongelijkheid wanneer ideologische verschuivingen van rijken beter worden gevolgd door politieke partijen dan die van armen. Armen zouden andere voorkeuren hebben dan rijken, en die van de laatste groep zouden beter worden gevolgd. Overeenkomstig met Adams en Ezrow (2009) wordt er gekeken naar verschuivingen in voorkeuren van kiezers en partijen. Net als in veel andere literatuur (Adams en Ezrow 2009; Schumacher et al. 2013; etc.) over responsiviteit wordt er hier uitgegaan van een ééndimensionale links-rechts verdeling. Er wordt naar politieke partijen gekeken omdat zij het primaire middel voor politieke representatie in West-Europa zijn. Ze spelen een sleutelrol bij de aggregatie van politieke voorkeuren. Voor het beantwoorden van de onderzoeksvraag is een aantal gegevens nodig; verschuivingen van posities van kiezers, verschuivingen van posities van partijen, en gegevens van inkomensongelijkheid binnen de landen die zijn meegenomen in het onderzoek. In deze sectie zullen eerst de data en operationaliseringen worden uitgelegd aan de hand waarvan deze drie variabelen zijn gemeten. Ook worden de beschrijvende statistieken van deze variabelen gepresenteerd. Vervolgens worden de analysetechnieken toegelicht.

Posities kiezer

Verschuivingen in de posities van kiezers zijn gemeten aan de hand van data van de European Social Survey (ESS). Er is voor deze survey gekozen omdat hier een groot aantal landen is meegenomen en het een goede kwaliteit verzekert wat betreft data verzameling, evenals goede maatstaven voor vergelijkbaarheid (Stoop et al. 2002). De eerste zes rondes van deze survey zijn meegenomen in het onderzoek, namelijk 2002, 2004, 2006, 2008, 2010 en 2012. Bij één vraag in deze survey werd de respondenten gevraagd zichzelf op een links-rechts schaal te plaatsen van 0 tot 10, waarbij 0 zeer links is en 10 zeer rechts. Om de kiezers in te delen in inkomensgroepen is de variabele ‘huishoudinkomen’ gebruikt. Hier werd gevraagd om het totale inkomen van het huishouden van de respondent, uit alle bronnen en na het heffen van belastingen en andere verplichte inhoudingen. In de ESS ronden van 2002, 2004 en 2006 zijn de inkomens in 12 groepen ingedeeld, in de ronden van 2008, 2010 en 2012 zijn de inkomens in 10 groepen ingedeeld. De inkomens behorende bij deze categorieën zijn per land bepaald (European Social

15

Survey 2012). De groepen zijn vervolgens gehergroepeerd; voor 2002 tot en met 2006 zijn de groepen 1 tot en met 4 gegroepeerd als ‘arm’, groep 5 tot en met 8 als ‘midden’, en groep 9 tot en met 12 als ‘rijk’. Voor 2008 tot en met 2012 zijn de eerste 3 decielen gehergroepeerd als ‘arm’, deciel 4 tot en met 7 als ‘midden’, en de hoogste 3 decielen als ‘rijk’. De middengroep was met 36152 respondenten (46,4%) het grootst, de rijke en arme groep waren haast even groot, met 20757 respondenten (26,6%) bij de arme groep, en 21069 respondenten (27%) bij de rijke groep. Per inkomensgroep is de gemiddelde positie berekend per land per jaartal. In tabel 1 zijn deze posities per inkomensgroep, per land, en voor heel Europa terug te zien. Er is te zien dat de rijke groep over het algemeen rechtser is dan de arme groep.

De landen die zijn meegenomen in de berekeningen zijn België, Zwitserland, Tsjechië, Duitsland, Denemarken, Spanje, Finland, Frankrijk, Groot-Brittannië, Griekenland, Hongarije, Ierland, Nederland, Noorwegen, Polen, Portugal, Zweden en Slowakije. Deze Europese landen waren in zowel het CMP, dat hierna beschreven zal worden, als bij de ESS grotendeels meegenomen. Voor de verdere beantwoording van de eerste deelvraag was het van belang voor ieder land per inkomensgroep de verschuivingen te berekenen die hebben plaatsgevonden tussen

twee meetmomenten. Het gaat hier om verschuivingen in een periode van twee jaar. Dit is

Tabel 1. Gemiddelde links-rechts positie per inkomensgroep

Land Arm Midden Rijk

België 4.70 (0.26) 4.91 (0.08) 5.00 (0.15) Denemarken 5.29 (0.20) 5.31 (0.15) 5.41 (0.11) Duitsland 4.38 (0.10) 4.46 (0.05) 4.63 (0.13) Finland 5.44 (0.09) 5.57 (0.08) 6.00 (0.09) Frankrijk 4.84 (0.27) 4.77 (0.13) 4.84 (0.10) Griekenland 5.65 (0.40) 5.29 (0.33) 5.12 (0.24) Ierland 5.13 (0.20) 5.23 (0.06) 5.33 (0.14) Hongarije 5.48 (0.52) 5.44 (0.34) 5.47 (0.68) Nederland 5.02 (0.21) 5.13 (0.15) 5.34 (0.12) Noorwegen 5.15 (0.18) 5.24 (0.30) 5.49 (0.28) Polen 5.54 (0.28) 5.58 (0.29) 5.37 (0.30) Portugal 4.85 (0.15) 4.86 (0.15) 5.02 (0.23) Slowakije 4.49 (0.14) 4.94 (0.27) 5.37 (0.19) Spanje 4.57 (0.05) 4.46 (0.18) 4.54 (0.10) Tsjechië 4.76 (0.25) 5.42 (0.40) 5.86 (0.37) Verenigd Koninkrijk 4.75 (0.31) 5.11 (0.10) 5.12 (0.08) Zweden 4.81 (0.33) 5.01 (0.26) 5.51 (0.28) Zwitserland 4.95 (0.29) 5.02 (0.15) 4.96 (0.07) Totaal 4.96 (0.43) 5.08 (0.38) 5.22 (0.44)

Noot: Gemiddelde ideologische positie op een schaal van 0 (links) tot 10 (rechts) met SD tussen haakjes.

16

berekend door de gemiddelde positie van een inkomensgroep in een land op en meetmoment af te trekken van de positie op het meetmoment daarna.

Posities partijen

Om de posities van de partijen te bepalen, en de verschuivingen hierin, is gebruik gemaakt van het Comparative Manifesto Project (CMP). Hierbij zijn door inhoudsanalyses naar partijprogramma’s de posities van partijen op een links-rechts schaal bepaald. Het voornaamste voordeel van deze data is dat er goed verschuivingen in de tijd van partijposities kunnen worden berekend die vergelijkbaar zijn zowel tussen landen als in landen (Schumacher, de Vries en Vis 2013: 468). Daarbij hebben onderzoeken bevestigd dat de links-rechts plaatsingen van het CMP en plaatsingen van experts sterk overeenkomen (Marks et al. 2007). De variabele ideologische links-rechts positie van de politieke partijen is in het CMP als volgt gemeten. Verwijzingen naar zaken in de verkiezingsprogramma’s die met politiek rechts worden geassocieerd zijn bij elkaar op geteld. Dit zijn dingen als een positieve houding ten opzichte van het leger, de vrije markt economie, het limiteren van de welvaartsstaat en de nadruk op openbare orde. Vervolgens zijn verwijzingen naar zaken die geassocieerd worden met politiek links bij elkaar opgeteld en afgetrokken van rechts. Dingen die als links worden gezien zijn anti-imperialisme, een negatieve houding ten opzichte van het leger, marktregulering en een uitbreiding van de welvaartsstaat (Volkens et al. 2015).

Dit resulteerde niet in de gangbare links-rechts schaal van 0 tot 10, maar in een minimum

17

van -63.38 als meest linkse positie, en een maximum van 72.50 als meest rechtse positie (range = 135.88), met een gemiddelde positie van -4.47 (SD = 20.02). Voor iedere politieke partij is vervolgens berekend hoeveel ze zijn opgeschoven ten opzichte van de voorgaande verkiezingen. Dit is berekend door de links-rechts positie op het moment van een verkiezing af te trekken van de links-rechts positie tijdens de verkiezing daarna. Partijen die in de periode 2001-2012 slechts één keer deelnamen aan verkiezingen zijn niet meegenomen, aangezien er voor deze partijen ook geen verschuiving kon worden berekend. Een overzicht van de partijen die zijn meegenomen in het onderzoek is te vinden in bijlage 1. In totaal zijn er 285 partijverschuivingen meegenomen. De gemiddelde verschuiving is -1.79 met een standaardafwijking van 16.08. Een opvallende uitschieter met een verschuiving van 124.03 was van de communistische partij in Griekenland de KKE. Deze verschoof van -53.44 in 2007 naar 70.59 in 2009. Deze extreme, en wellicht ook niet zo waarschijnlijke, verschuiving staat echter de verdere analyses en resultaten niet in de weg. De verdeling van alle ideologische verschuivingen van de partijen is weergegeven in figuur 1. De figuur laat een ongeveer normale verdeling zien. Het grootste deel van de partijen maakte tussen verkiezingen een verschuiving van tussen de -10 en 10.

Macro-economische ongelijkheid

De tweede deelvraag probeert een antwoord te vinden op de vraag of economische ongelijkheid van invloed is op politieke ongelijkheid. De

economische ongelijkheid waar het in deze studie om gaat is inkomensongelijkheid op macroniveau. Daarom is economische ongelijkheid geoperationaliseerd aan de hand van de Gini Index. Deze Gini Index dateert uit 1912 en meet de mate waarin de verdeling van de inkomsten van huishoudens binnen een economie afwijkt van een perfecte verdeling. De bekende Lorenz-curve laat de cumulatieve percentages van het totale inkomen zien tegenover het cumulatieve aantal ontvangers, te beginnen met het armste huishouden. De Gini Index meet vervolgens het gebied tussen de Lorenz-curve en een hypothetische lijn van absolute gelijkheid, uitgedrukt als een percentage

van het maximale gebied onder die lijn (worldbank.org). Een score van 0 betekent perfecte Tabel 2. Gini-coëfficiënt per land

Land Gini-coëfficiënt België 29,0 Denemarken 27,9 Duitsland 31,3 Finland 27,7 Frankrijk 32,1 Griekenland 34,9 Ierland 32,6 Hongarije 29,2 Nederland 29,4 Noorwegen 27,8 Polen 33,9 Portugal 36,9 Slowakije 27,5 Spanje 34,5 Tsjechië 26,5 Verenigd Koninkrijk 34,6 Zweden 26,9 Zwitserland 32,9

18

gelijkheid, een score van 100 betekent perfecte ongelijkheid. Als beschrijving van de variabele economische ongelijkheid zijn in tabel 2 de Gini-coëfficiënten weergegeven van de landen die zijn meegenomen in dit onderzoek. De gegevens zijn verkregen van The World Bank (worldbank.org). Aangezien dit onderzoek gaat over de periode van 2002 tot 2012, zijn het gemiddelde Gini-coëfficiënten. Voor de meeste landen waren de gegevens echter alleen verkrijgbaar vanaf 2004; daarom zijn het gemiddelde Gini-coëfficiënten van 2004 tot 2012. Voor Hongarije en Polen zijn het wel gemiddeldes van 2002 tot 2012.

Analyses

Om ‘politieke ongelijkheid’ te meten zijn de verschuivingen van kiezers in een bepaald land en de verschuiving van partijen in dat land handmatig aan elkaar gekoppeld. Waren in een land bijvoorbeeld in 2001 en 2005 verkiezingen, dan is de verschuiving van partijen in deze periode gekoppeld aan de verschuiving van de kiezers tussen 2002 en 2004. We zijn hier namelijk benieuwd naar de reactie van partijen op verschuivingen van het electoraat, vandaar dat de verschuiving van het electoraat voorafgaand aan het moment van de daarop volgende verkiezingen is vergeleken met de verschuiving van de partijen in die periode.

De relatie tussen verschuivingen van partijen en verschuivingen van kiezers, en de relatie met macro-economische ongelijkheid, is op twee manieren onderzocht. Als eerste is dit gedaan aan de hand van regressieanalyses. Hierbij was de afhankelijke variabele de verschuiving in links-rechts positie van partijen tussen twee verkiezingen. Er is onderzocht of ideologische verschuivingen van inkomensgroepen hier een goede voorspeller voor zijn. Dit is gedaan voor Europa als geheel maar ook voor elk land apart. Wanneer verschuivingen van de rijkste laag van de bevolking wel een goede voorspeller bleken te zijn, en verschuivingen van de armste laag van de bevolking niet, dan is er voor dit onderzoek in dat land sprake van politieke ongelijkheid.

De tweede manier waarop het verband tussen partijverschuivingen en verschuivingen van kiezers is onderzocht is door het maken van ‘responsiviteitsratio’s’. Zoals gezegd zijn ideologische verschuivingen van partijen gekoppeld aan verschuivingen van de drie inkomensgroepen. Er zijn dan telkens twee opties: de inkomensgroep en de partij bewegen dezelfde kant op, of de inkomensgroep en de partij bewegen ideologisch een andere kant op. Wanneer de partij dezelfde kant op beweegt als de inkomensgroep, kunnen we spreken van responsiviteit. Dit wordt vooral interessant wanneer de rijke en arme groep een ándere kant op bewegen. Dit was echter niet altijd het geval; van de 285 verschuivingen die aan verschuivingen van partijen zijn gekoppeld, bewogen de rijke en arme groep 123 keer een andere kant op. Om

19

een ratio te maken van hoe vaak een partij de verschuiving van een inkomensgroep volgt, is de volgende formule gehanteerd:

Dit is berekend voor de rijke groep en de arme groep. De middengroep is buiten beschouwing gelaten omdat we hier benieuwd zijn naar verschillen tussen arm en rijk. Overlap is wel meegenomen in de ratio; het kan zo zijn dat een partij op een moment zowel responsief was naar de arme als rijke groep, of naar beiden niet. Hoe hoger deze ratio, hoe vaker de verschuiving van de desbetreffende inkomensgroep werd gevolgd. Vervolgens zijn de ratio’s van de arme groep afgetrokken van de ratio’s van de rijke groep, om zo een verschil in ratio’s te berekenen. Wanneer dit verschil resulteerde in een positief getal betekent dit dat de rijke groep vaker werd gevolgd, wanneer het verschil resulteerde in een negatief getal betekent dit dat de arme groep vaker werd gevolgd.

Als laatste stap in het onderzoek en om een antwoord te geven op de tweede deelvraag is vervolgens op twee manieren de invloed van macro-economische ongelijkheid op politieke ongelijkheid berekend. Voor de eerste manier zijn de resultaten van de regressieanalyses gebruikt. Er is een dummy-variabele gemaakt waarbij landen waarin de rijke groep significant beter werd gevolgd dan de arme groep zijn gecodeerd als ‘1’, en de rest van de landen als ‘0’. Hier is vervolgens een correlatietest uitgevoerd met de Gini-coëfficiënten als onafhankelijke variabele en de nieuwe dummy-variabele als afhankelijke variabele. Bij de tweede manier van testen of inkomensongelijkheid van invloed is op politieke ongelijkheid zijn de verschillen in responsiviteitsratio’s gebruikt. Ook hier is middels een correlatietest onderzocht of deze verschillen in responsiviteitsratio’s worden beïnvloed door inkomensongelijkheid.

4 Resultaten

Een noodzakelijke conditie voor ongelijke vertegenwoordiging is een verschil in voorkeuren. Hoewel het er voor dit onderzoek om gaat wat reacties op verschuivingen van kiezers zijn, is het toch interessant om als eerste stap te testen of de posities van de arme en rijke groep significant van elkaar verschillen. In tabel 1 was al te zien dat de rijke groep over het algemeen een rechtsere positie had dan de arme groep. Er is een eenwegs-variantieanalyse uitgevoerd waarbij het effect is getest van inkomen op gemiddelde links-rechts positie. Hierbij is een significant

Aantal keer dat verschuiving desbetreffende groep wordt gevolgd Totaal aantal verschuivingen

20

effect gevonden, F (2,300) = 9.95 , p < 0.001. De armste groep had inderdaad gemiddeld de meest linkse positie (M = 4.96 , SD = 0.43), en de rijke groep gemiddeld de meest rechtse (M = 5.22 , SD = 0.43), waarbij 1 het meest links is, en 10 het meest rechts. Hieruit kunnen we concluderen dat de inkomensgroepen significant verschillende links-rechts voorkeuren hebben. Een Post Hoc Bon Ferroni toets liet zien dat van de drie inkomensgroepen alleen de gemiddelden van arm en rijk significant van elkaar verschillen voor p < 0.05.

Politieke ongelijkheid wordt in dit onderzoek echter gemeten als een verschil in reactie op verschuivingen van arme en rijke kiezers door partijen. Nu duidelijk is dat de gemiddelde voorkeuren van de groepen verschillen, wordt er verder alleen nog gefocust op reacties op verschuivingen. Politieke ongelijkheid is zoals gezegd om twee manieren gemeten.

Regressies

Allereerst is er voor alle 18 landen samen een regressieanalyse uitgevoerd om te testen of in heel Europa ideologische verschuivingen van rijken beter worden gevolgd dan die van armen. In tabel 2 bij ‘totaal’ is te zien dat hier geen significant effect voor is gevonden, F (3,281) = 0.07, p = 0.96. Volgens deze berekening kan voor Europa als geheel de eerste hypothese worden verworpen die stelt dat ideologische verschuivingen van rijken beter worden gevolgd door politieke partijen dan die van armen. Hier kunnen echter wel verschillen tussen landen in zitten. Daarom is vervolgens per land een lineaire regressieanalyse uitgevoerd om te testen of verschuivingen in ideologische posities van de inkomensgroepen ideologische verschuivingen van politieke partijen kunnen voorspellen. Deze resultaten staan samengevat in tabel 3. De volledige resultaten van de regressieanalyses per land zijn te vinden in bijlage 2.

De regressieanalyses bieden een aantal belangrijke resultaten. Ten eerste is voor de meeste landen te zien dat geen enkele ideologische verschuiving van een inkomensgroep significant van invloed is op verschuivingen van partijen. Dit resultaat spreekt Downs (1971) en Adams et al. (2004) tegen waar zij stelden dat partijen de posities van kiezers zouden volgen. Ten tweede laten deze regressies zien dat alléén in Spanje verschuivingen van de ‘arme’ en ‘midden’ kiezer significant van invloed zijn op verschuivingen van partijen, maar hier is dit effect ook significant voor de rijke groep. Dat in slechts één land verschuivingen van de arme en midden groep goede voorspellers zijn voor ideologische verschuivingen van partijen is in lijn met de theorie die stelt dat voorkeuren van armen niet of minder goed worden gevolgd. Ook is dit overeenkomstig met de studie van Rosset et al. (2013) waar zij vonden dat een verschil in vertegenwoordiging nóóit in het voordeel is van de armen. De resultaten die hierna zullen worden besproken nuanceren dit resultaat echter. Als laatste is in tabel 3 te zien dat voor vijf

21

landen in deze analyse ideologische verschuivingen in de groep ‘rijk’ een significante voorspeller zijn voor verschuivingen van partijen in dat land. Bij vier van deze landen, namelijk Denemarken, Portugal, Duitsland en Slowakije, is alléén het effect van de groep ‘rijk’ significant. Bij Duitsland zien we echter wel een negatief β-coëfficiënt. Dit betekent dat een verschuiving naar rechts door de rijke kiezer juist zorgt voor een verschuiving naar links door de partijen, en andersom. Er is dus wel een verband, maar het is niet zo dat partijen deze rijke kiezer volgen. Volgens de operationalisering in dit onderzoek kunnen we naar aanleiding van de regressieanalyses stellen er in Portugal, Slowakije en Denemarken sprake is van politieke ongelijkheid. Voordat de eerste hypothese definitief wordt verworpen of bevestigd wordt er eerst nog gekeken naar responsiviteitsratio’s.

Tabel 3. Regressie resultaten van de invloed van ideologische verschuivingen van inkomensgroepen op ideologische verschuivingen partijen.

Arm Midden Rijk R2

België 2.68 (7.66) -55.55 (159.01) 10.58 (30.29) 0.01 Denemarken -16.53 (13.85) -21.44 (48.97) 116.23 (49.97) 0.23 Duitsland 30.20 (24.38) 13.81 (24.70) -25.80 (9.39) 0.43 Finland 372.28 (178.27) 106.37 (50.94) -1489.13 (713.10) 0.24 Frankrijk 4.41 (8.84) 26.48 (53.06) -19.26 (38.60) 0.03 Griekenland 84.23 (82.30) -99.09 (96.82) -259.17 (253.23) 0.13 Ierland -13.30 (12.69) 93.08 (88.84) 372.30 (355.37) 0.11 Hongarije 16.22 (50.04) 1.39 (9.72) -15.29 (49.67) 0.01 Nederland -103.40 (52.21) -0.66 (19.71) -148.21 (82.10) 0.14 Noorwegen -11.85 (21.54) -7.41 (13.46) -5.49 (9.97) 0.03 Polen -77.61 (88.42) 22.26 (20.84) -26.77 (21.98) 0.11 Portugal -19.53 (14.00) 16.40 (32.97) 14.34 (5.13) 0.38 Slowakije -2.24 (14.00) -31.83 (14.93) 39.44 (13.99) 0.39 Spanje 47.99 (20.48) -21.10 (10.24) 38.85 (16.58) 0.24 Tsjechië 69.16 (57.08) -15.20 (8.27) -15.52(8.12) 0.31 Verenigd Koninkrijk 3.53 (3.04) 40.53 (34.90) 19.30 (16.62) 0.25 Zweden 6.33 (8.61) 15.66 (21.29) 7.83 (10.64) 0.04 Zwitserland -37.53 (32.91) -53.85 (47.21) -103.20 (90.49) 0.08 Totaal -0.60 (3.22) 0.01 (5.21) 1.78 (4.37) 0.01

22

Responsiviteitsratio’s

Als tweede manier om politieke ongelijkheid te meten zijn responsiviteitsratio’s gebruikt. Het voordeel van deze meting is dat de uitkomst niet ‘ja of nee’ is, maar dat we ‘maten van responsiviteit’ met elkaar kunnen vergelijken. Het nadeel van deze meting is dat alleen is meegenomen of de partij en de inkomensgroep dezelfde ideologische richting op bewogen, en niet hoe sterk deze verschuiving was. In tabel 4 zijn deze responsiviteitratio’s te zien. Hoe hoger het getal, hoe vaker de verschuiving van de inkomensgroep werd gevolgd. De ratio bij ‘totaal’ is bijvoorbeeld als volgt tot stand gekomen: van de 285 keer werd 138 keer de ideologische verschuiving van de rijke groep gevolgd door een partij, en 153 keer die van de arme groep. 138/285 = 0,48 en 153/285 = 0,54. Deze responsiviteitsratio van heel Europa geeft aan dat over het algemeen ideologische verschuivingen van armen méér worden gevolgd dan die van rijken. Vervolgens zijn de verschillen tussen deze ratio’s berekend. De ratio van ‘arm’ is afgetrokken van de ratio van ‘rijk’. Een positief getal geeft aan dat de rijke groep beter werd gevolgd, een negatief getal geeft aan dat de arme groep beter werd gevolgd. We zien dat in slechts vier landen partijen minder vaak responsief waren naar de arme groep, namelijk in België, Denemarken, Duitsland en Portugal, al is dit verschil voor België wel erg klein. Wat betreft Denemarken en Portugal is dit overeenkomstig met de uitkomsten uit de regressieanalyses. Ook deze responsiviteitsratio’s laten zien dat over het algemeen er helemaal geen sprake is van een gebrek

Tabel 4. Responsiviteitsratio’s

Land Rijk Arm Verschil

België 0,55 0,5 0,05 Denemarken 0,64 0,45 0,19 Duitsland 0,38 0,31 0,07 Finland 0,38 0,63 -0,25 Frankrijk 0,11 0,44 -0,33 Griekenland 0,44 0,44 0 Hongarije 0,54 0,54 0 Ierland 0,18 0,36 -0,18 Nederland 0,39 0,61 -0,22 Noorwegen 0,43 0,5 -0,07 Polen 0,33 0,53 -0,20 Portugal 0,74 0,47 0,27 Slowakije 0,56 0,56 0 Spanje 0,58 0,58 0 Tsjechië 0,64 0,86 -0,22 Verenigd Koninkrijk 0,83 0,83 0 Zweden 0,64 0,64 0 Zwitserland 0,29 0,41 -0,12 Totaal 0,48 0,54 -0,06

23

aan responsiviteit richting de arme lagen van de bevolking in vergelijking met de rijke lagen van de bevolking. In zelfs de helft van de landen werd de ideologische verschuiving van de armen váker gevolgd.

Kijkend naar de uitkomsten van zowel de regressieanalyses als de responsiviteitsratio’s kan worden geconcludeerd dat de Europese partijpolitiek niét minder responsief is naar ideologische verschuivingen van arme kiezers, waardoor hypothese 1 wordt verworpen. In Denemarken en Portugal is duidelijk wel sprake van politieke ongelijkheid, in België, Duitsland en Slowakije iets minder evident. In de rest van de landen is er geen duidelijke ongelijkheid in vertegenwoordiging in het nadeel van de armen. Dit is dus niet in lijn met eerdere bevindingen van Giger et al. (2012) waar zij, ook al anders geoperationaliseerd, hier wel bewijs voor vonden. Portugal en Denemarken zijn in veel opzichten zeer verschillende landen, die bij het indelen van landen op basis van politieke systemen of soorten democratieën nooit in dezelfde categorie vallen (Almond 1956; Lijphart 1989). Gissen naar verklaringen voor waarom net deze twee landen ‘politiek ongelijk’ zijn gaat dan ook voorbij aan het doel van dit onderzoek.

Controle links en rechts

Het zou zo kunnen zijn dat linkse partijen de arme kiezer beter volgen, en rechtse partijen de rijke kiezer. Omdat de uitkomsten van de ratio’s van de groepen in veel gevallen dicht bij elkaar liggen, zou dit daar een verklaring voor kunnen zijn. Daarom is er als check een onderscheid gemaakt tussen linkse en rechtse partijen. Voor de keren dat de arme en rijke groep een andere ideologische richting op bewogen is geteld hoe vaak een linkse of rechtse partij de arme ofwel de rijke groep volgde. Dit is weergegeven in tabel 5. Te zien is dat deze vier groepen redelijk dicht bij elkaar liggen en dat zowel linkse als rechtse partijen iets vaker de arme groep volgen. Een onderscheid tussen links en rechts als mogelijke verklaring voor de dicht bij elkaar liggende responsiviteitsratio’s is daarmee uitgesloten.

Tabel 5. Responsiviteit opgedeeld voor links en rechts

Frequentie Percentage

Links volgt arm 33 26,8

Links volgt rijk 22 17,9

Rechts volgt arm 38 30,9

Rechts volgt rijk 30 24,4

24

Case Nederland

Een land dat interessant is om verder uit te lichten is Nederland. In de periode van 2002 tot 2012 zijn er in Nederland vijf keer verkiezingen geweest. Hierdoor hebben partijen ook vijf keer een verkiezingsprogramma opgesteld, waardoor er daar tussen vier keer verschuivingen konden worden berekend. Ook was het in Nederland zo dat in iédere periode tussen verkiezingen de arme en rijke groep een andere kant op bewogen. Om deze reden kan er voor Nederland extra goed worden bekeken welke inkomensgroep de partijen volgden. In totaal zijn er voor Nederland in die periode 36 partijverschuivingen gemeten. Hiervan werd 22 keer de richting van de verschuiving van de arme groep gevolgd, en 14 keer de verschuiving van de rijke groep. Wat daarbij ook opvallend was is het volgende: linkse partijen volgden in 12 van de 14 gevallen de arme groep. De SP en PvdA volgden in iédere periode de verschuiving van de arme groep. Een overzicht van de partijverschuivingen in Nederland opgesplitst voor linkse en rechtse partijen is te zien in tabel 6. Problematisch was hier wel bijvoorbeeld het indelen van D’66, als middenpartij, bij de linkse of rechtse partijen. Hier is D’66 ingedeeld bij de rechtse partijen omdat zij volgens de coderingen van het CMP in ieder verkiezingsjaar aan de rechterkant van het gemiddelde vielen. Ook voor Nederland druisen deze resultaten tegen de verwachtingen in: verschuivingen van de armere groep kiezers worden júist beter gevolgd dan die van de rijken. De responsiviteitsratio voor rijk is lager (0,39) dan voor arm (0,61). De linkse partijen, van wie vaak verwacht wordt juist op te komen voor de armeren, volgden in bijna ieder geval de arme kiezer.

De invloed van macro-economische ongelijkheid

Om de hoofdvraag te kunnen beantwoorden en de tweede hypothese te kunnen testen is onderzocht of economische ongelijkheid van invloed is op politieke ongelijkheid. Zoals in de methode sectie al uitgelegd, is hier gebruik gemaakt van Gini-coëfficiënten. Deze coëfficiënten zijn terug te vinden in tabel 2. Hoe hoger het getal, hoe groter de inkomensongelijkheid in het desbetreffende land. Het verband tussen economische en politieke ongelijkheid is vervolgens op twee manieren getest.

Tabel 6. Wie volgen partijen in Nederland?

Frequentie Percentage

Links volgt arm 12 33,3

Links volgt rijk 2 5,6

Rechts volgt arm 10 27,8

Rechts volgt rijk 12 33,3

25

Bij de eerste manier is of er in een land sprake is van politieke ongelijkheid bepaald aan de hand van de resultaten van de regressieanalyses. De landen waar significante resultaten zijn gevonden voor verschuivingen van de rijke groep die verschuivingen van partijen kunnen voorspellen, en de arme groep niet, noemen we hier politiek ongelijk. Er is een dummy-variabele gemaakt waarbij deze landen, namelijk Denemarken, Portugal en Slowakije, zijn gecodeerd als ‘1’, en de rest van de landen als ‘0’. Omdat deze afhankelijke variabele ‘politieke ongelijkheid’ niet normaal verdeeld is, is er voor een gekozen de Spearman’s rangcorrelatiecoëfficiënt te gebruiken om de samenhang met economische ongelijkheid te testen. Hierbij is geen significante correlatie gevonden, r = 0.10, p = 0.684, tussen de mate van inkomensongelijkheid in een land en deze operationalisering van politieke ongelijkheid. Dit is ook in lijn met intuïtieve verwachtingen aangezien de drie ‘politiek ongelijke’ landen Denemarken, Portugal en Slowakije niet alle drie de landen zijn met de grootste inkomensongelijkheid.

Bij de tweede manier om dit verband te testen is gebruik gemaakt van de verschillen in de responsiviteitsratio’s, te vinden in tabel 4. Bij een positief verschil werd de rijke groep beter gevolgd, bij een negatief verschil de arme groep. Ook deze variabele was echter niet normaal verdeeld, waardoor er ook hier gebruik is gemaakt van de Spearman’s rangcorrelatiecoëfficiënt. Ook hier is geen significante correlatie gevonden, r = 0.20, p = 0.427, tussen de mate van inkomensongelijkheid en het verschil in responsiviteitsratio’s.

Beiden manieren van het meten van politieke ongelijkheid aan de hand van verschuivingen van kiezers en partijen laten zien dat macro-economische ongelijkheid hier niet op van invloed is. De tweede hypothese die stelde dat er meer sprake is van politieke ongelijkheid in economisch ongelijkere samenlevingen kan worden verworpen. Als antwoord op de hoofdvraag wordt politieke ongelijkheid, als een gebrek aan responsiviteit richting de armen door politieke partijen, volgens deze bevindingen niet versterkt door macro-economische ongelijkheid. Dit is een tegenstelling tot verwachtingen uit de theorie, waar Rosset et al. (2013) hier wel bewijs voor vonden en verschillende onderzoeken (Solt 2008; Petrova 2008) dit deden verwachten. Armen blijken in de meeste Europese landen helemaal niet slechter te worden vertegenwoordigd.

5 Conclusie en discussie

In deze studie is de vraag gesteld of macro-economische ongelijkheid politieke ongelijkheid versterkt. Hiervoor is eerst onderzocht of er in Europa, en in Europese landen afzonderlijk, sprake is van politieke ongelijkheid. Politieke ongelijkheid werd voor dit onderzoek gezien als

26

een verschil in responsiviteit door politieke partijen tussen arm en rijk, waarbij de rijken in het voordeel zijn. In slechts twee landen bleken partijen duidelijk beter te reageren op ideologische verschuivingen van rijken dan van armen, in drie landen was dit enigszins het geval. In de rest van de Europese landen die zijn meegenomen in dit onderzoek, en voor Europa als geheel, reageerden partijen niét minder goed op verschuivingen van armen dan op die van rijken en was er dus geen sprake van deze vorm van politieke ongelijkheid. Wanneer dit al enigszins het geval is, hield dit geen verband met macro-economische ongelijkheid. Volgens deze bevindingen is er in landen met een grotere inkomensongelijkheid niet eerder sprake van politieke ongelijkheid. Dit kan gezien worden als een positief resultaat dat laat zien dat politieke ongelijkheid in Europa beperkt is, en dat waar verschillen tussen arm en rijk groter zijn, dit geen gevolgen heeft voor politieke vertegenwoordiging van de arme groep. De rijke kiezer wordt over het algemeen helemaal niet beter gehoord dan de arme kiezer, waardoor geconcludeerd kan worden dat economische bronnen niet per definitie ook politieke bronnen zijn, en de rol van economische tegenstellingen voor politieke vertegenwoordiging beperkt is.

De resultaten spreken verwachtingen uit de theorie tegen. Ten eerste blijken partijen maar beperkt hun posities aan te passen aan ideologische verschuivingen van kiezers, wat in tegenstelling is tot de theorie en resultaten van Downs (1957) en Adams et al. (2004). Echter zou dit resultaat Sabl (2015) tevreden stellen waar hij zei dat de politiek tot op zekere hoogte maar responsief dient te zijn naar haar kiezers en een perfecte responsiviteit niet een noodzakelijke conditie van democratische kwaliteit is. Verder spreken de resultaten het onderzoek van Giger et al. (2012) tegen waar zij wél vonden dat de voorkeuren van armen worden ondervertegenwoordigd in Europese landen. Ook zijn de resultaten in strijd met het onderzoek van Rosset et al. (2013) omdat zij lieten zien dat politieke ongelijkheid in Europa wordt versterkt door macro-economische ongelijkheid. Echter, zoals gezegd hebben deze onderzoeken politieke ongelijkheid onderzocht door te kijken naar hoe dicht posities van partijen staan bij gemiddelde posities van kiezers. Deze manier van onderzoeken, namelijk door ideologische verschuivingen van kiezers en partijen met elkaar te vergelijken, is daarom een goede toevoeging aan de huidige kennis over (ongelijkheid in) politieke vertegenwoordiging in Europa. De vraag blijft wel wat een verklaring zou kunnen zijn voor dat er wél politieke ongelijkheid is wat betreft hoe dicht posities van partijen staan bij posities van kiezers, maar niet wat betreft het volgen van ideologische verschuivingen van kiezers door partijen.

Een andere vraag die open blijft is wat kan verklaren waarom grotere inkomensongelijkheden niet altijd leiden tot meer vraag om herverdeling (Kenworthy en McCall 2008). Wanneer politieke ongelijkheid inderdaad zou worden vergroot door

27

inkomensongelijkheid zou dit hier een mogelijke verklaring voor zijn geweest. Nu er in dit onderzoek daar geen bewijs voor is gevonden, is er daarmee ook geen mogelijke uitleg voor het mechanisme gevonden. Verklaringen voor de relatie tussen inkomensongelijkheid en herverdelingsvoorkeuren moeten dan wellicht ergens anders gezocht worden, zoals bij de system

justicifaction theorie (Jost, Banaji en Nosek 2004). Dit is dan ook interessant voor

vervolgonderzoek.

Voor een betere maar ook genuanceerdere interpretatie van de resultaten is het van belang naar de beperkingen van dit onderzoek te kijken. Een eerste beperking is dat ideologische voorkeuren slechts zijn gemeten op een ééndimensionale links-rechts verdeling. Dit is een beperkte weergave van hoe in de werkelijkheid politieke voorkeuren geconstrueerd zijn. Wanneer er wordt ingezoomd op de voorkeuren van de kiezers kan het zo zijn dat er onderwerpen zijn, zoals uitgaven aan de welvaartsstaat, waarover arm inderdaad significant andere voorkeuren heeft, maar dat de voorkeuren over andere onderwerpen dwars door inkomensgroepen heen lopen. Ideologie slechts meten op een links-rechts schaal is daarom misschien te beperkt om écht politieke voorkeuren van kiezers te meten. Ook zou het zo kunnen zijn dat niet de relevante groepen met elkaar zijn vergeleken. Verschillen zouden anders of groter kunnen zijn geweest wanneer we niet de armste en rijkste 25 procent met elkaar hadden vergeleken, maar bijvoorbeeld de armste en rijkste vijf of tien procent.

De verschuivingen van kiezers waar in dit onderzoek naar is gekeken zijn vrij korte termijn verschuivingen, namelijk verschuivingen binnen een periode van twee jaar. De vraag is of dit de relevante termijn is waarin partijen hun posities aanpassen aan veranderingen in publieke opinie. Misschien zijn de ‘mood swings’ van de kiezer over de lange termijn, zoals vijf tot tien jaar, meer van belang en is er in deze studie niet naar de relevante tijdsperiodes gekeken. Deze vraag is zowel empirisch als normatief interessant, want enerzijds zou het in de praktijk zo kunnen zijn dat partijen meer de lange termijn voorkeuren van kiezers volgen, en anderzijds is het de vraag of partijen wel moeten reageren op korte termijn verschuivingen en niet beter op lange termijn verschuivingen van kiezers (Stimson et al. 1995; Sabl 2015).

Ondanks bovenstaande overwegingen is deze studie absoluut een toevoeging aan de, zeker in vergelijking met de Verenigde Staten, zeer beperkte kennis over ongelijkheid in vertegenwoordiging tussen inkomensgroepen in Europa.

28

Bibliografie

Adams. J., Clark, M., Ezrow, L. & Glasgow, G. (2004). Understanding change and stability in party ideologies: do parties respond to public opinion or to past election results? British Journal of Political Science, 34 (1), 589-610.

Adams, J. & Ezrow, L. (2009). Who do European parties represent? How Western European parties represent the policy preferences of opinion leaders. The Journal of Politics, 71 (1), 206-223.

Almond, G. (1956). Comparative political systems. The Journal of Politics, 18 (3), 391-409.

Brunner, E., Ross, S. L. & Washington, E. (2013). Does less income mean less representation? American Economic Journal, 5(2), 53-76.

Bartels, L. (2008). Unequal democracy the political economy of the new gilded age. New York: Russell Sage Foundation.

Dahl, R. A. (1971). Polyarchy: participation and opposition. New haven: Yale University Press.

Dahl, R. A. (1996). Equality versus inequality. PS: Political Science and Politics, 29 (4), 639-648.

Dahl, R. A (2006). On political equality. New Haven & London: Yale University Press.

Downs, A. (1957). An economic theory of democracy. New York: Harper.

Eggers, A. & Hainmueller, J. (2009). MPs for sale? Returns to office in postwar British politics. American Political Science Review, 103 (4), 513-533.

European Social Survey (2012). ESS Round 6 Source Questionnaire. London: Centre for Comparative Social Surveys, City University London.

Erikson, R. S. & Bhatti, Y. (2011). How poorly are the poor represented in de US Senate? Who gets represented, 223-246.