Auswirkungen staatlicher Parteienfinanzierung und parlamentarischer Repräsentanz bei Landtagswahlen: Eine Regressions-Diskontinuitäts-Analyse

Baumert, Jona-Frederik Article — Published Version Auswirkungen staatlicher Parteienfinanzierung und parlamentarischer Repräsentanz bei Landtagswahlen: Eine Regressions-Diskontinuitäts-Analyse Politische Vierteljahresschrift Provided in Cooperation with: Springer Nature Suggested Citation: Baumert, Jona-Frederik (2024) : Auswirkungen staatlicher Parteienfinanzierung und parlamentarischer Repräsentanz bei Landtagswahlen: Eine Regressions-DiskontinuitätsAnalyse, Politische Vierteljahresschrift, ISSN 1862-2860, Springer Fachmedien Wiesbaden GmbH, Wiesbaden, Vol. 66, Iss. 2, pp. 275-302, https://doi.org/10.1007/s11615-024-00553-y This Version is available at: https://hdl.handle.net/10419/323500 Standard-Nutzungsbedingungen: Die Dokumente auf EconStor dürfen zu eigenen wissenschaftlichen Zwecken und zum Privatgebrauch gespeichert und kopiert werden. Sie dürfen die Dokumente nicht für öffentliche oder kommerzielle Zwecke vervielfältigen, öffentlich ausstellen, öffentlich zugänglich machen, vertreiben oder anderweitig nutzen. Sofern die Verfasser die Dokumente unter Open-Content-Lizenzen (insbesondere CC-Lizenzen) zur Verfügung gestellt haben sollten, gelten abweichend von diesen Nutzungsbedingungen die in der dort genannten Lizenz gewährten Nutzungsrechte. Terms of use: Documents in EconStor may be saved and copied for your personal and scholarly purposes. You are not to copy documents for public or commercial purposes, to exhibit the documents publicly, to make them publicly available on the internet, or to distribute or otherwise use the documents in public. If the documents have been made available under an Open Content Licence (especially Creative Commons Licences), you may exercise further usage rights as specified in the indicated licence. http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/deed.de FACHARTIKEL https://doi.org/10.1007/s11615-024-00553-y Politische Vierteljahresschrift (2025) 66:275–302 Auswirkungen staatlicher Parteienfinanzierung und parlamentarischer Repräsentanz bei Landtagswahlen: Eine Regressions-Diskontinuitäts-Analyse Jona-Frederik Baumert Eingegangen: 9. April 2024 / Überarbeitet: 5. Juni 2024 / Angenommen: 12. Juni 2024 / Online publiziert: 19. August 2024 © The Author(s) 2024 Zusammenfassung In diesem Beitrag werden die Auswirkungen der staatlichen Parteienfinanzierung und parlamentarischen Repräsentanz auf den politischen Wettbewerb bei deutschen Landtagswahlen untersucht. Hierfür wird eine RegressionsDiskontinuitäts-Analyse auf bayesianischer Grundlage durchgeführt. Überschreitet eine Partei die Schwelle von einem Prozent der gültigen Stimmen, ab welcher sie Anspruch auf staatliche Gelder hat, steigt die Wahrscheinlichkeit eines erneuten Antretens bei der nächsten Wahl von 60% auf 82%. Parteien, welche die Fünf-ProzentHürde knapp überwinden und dadurch parlamentarische Repräsentanz erlangen, haben gegenüber knapp an der Hürde gescheiterten Parteien eine um 14 Prozentpunkte erhöhte Chance, bei der nächsten Wahl (erneut) im Parlament vertreten zu sein. Bei Durchführung von Robustheitstests reduziert sich dieser Effekt auf ca. 6 Prozentpunkte. Zwar sind die beiden Effekte nicht unmittelbar miteinander vergleichbar, da sie nur in der Nähe der jeweiligen Schwelle Gültigkeit besitzen und unterschiedliche abhängige Variablen betrachtet werden. Dennoch deuten die Ergebnisse darauf hin, dass der Einfluss der staatlichen Parteienfinanzierung bei Landtagswahlen bedeutender ist als derjenige der Fünf-Prozent-Hürde. Im Gegensatz zu der Wiederantrittsund Wiedereinzugswahrscheinlichkeit lässt sich weder an der Ein-Prozent-Schwelle noch der Fünf-Prozent-Schwelle ein signifikanter Effekt auf den Stimmenanteil bei der nächsten Wahl feststellen. Schlüsselwörter Fünf-Prozent-Hürde · Bundesländer · Kleine Parteien · Überleben von Parteien · Wiederwahl Jona-Frederik Baumert Institut für Politikwissenschaft, Leibniz Universität Hannover, Schneiderberg 50, 30167 Hannover, Deutschland E-Mail: [email protected] K 276 J.-F. Baumert Effects of Public Party Funding and Parliamentary Representation in German State Elections: A Regression Discontinuity Analysis Abstract This paper examines the effects of public party financing and parliamentary representation on political competition in German state elections. For this purpose, a regression discontinuity analysis was conducted on a Bayesian basis. If a party exceeds the threshold of 1% of valid votes, above which it is entitled to public funds, the probability of running again in the next election increases from 60% to 82%. Parties that narrowly overcome the 5% threshold and thus gain parliamentary representation have a 14-percentage-point higher chance of being (re)represented in parliament at the next election compared to parties that narrowly fail to reach the threshold. When robustness tests are carried out, this effect is reduced to around six percentage points. The two effects are not directly comparable, as they are only valid in the vicinity of the respective threshold, and different dependent variables are considered. Nevertheless, the results indicate that the influence of public party funding in state elections is more significant than that of the 5% threshold. In contrast to the probability of recandidacy and reentry, there is no significant effect on the share of the vote in the next election at either the 1% threshold or the 5% threshold. Keywords Electoral threshold · German Länder · Small parties · Party survival · Re-election 1 Einleitung Bei deutschen Landtagswahlen gibt es zwei relevante Schwellenwerte: Ab einem Prozent der gültigen Stimmen sind Parteien berechtigt, am System der staatlichen Parteienfinanzierung teilzunehmen. Ab fünf Prozent der gültigen Stimmen dürfen sie Abgeordnete ins Parlament entsenden. Die Kontinuitätsbrüche, welche an den beiden Schwellenwerten erfolgen, lassen sich zur Untersuchung der Effekte der staatlichen Parteienfinanzierung und parlamentarischen Repräsentanz auf den politischen Wettbewerb nutzen. Hierfür wird in diesem Beitrag eine Regressions-DiskontinuitätsAnalyse durchgeführt, welche es ermöglicht, den lokalen Effekt am Schwellenwert zu schätzen (Skovron und Titiunik 2015). Zum einen wird der Effekt der staatlichen Parteienfinanzierung auf die Wiederantrittswahrscheinlichkeit der Parteien sowie ihr Wahlergebnis bei der folgenden Wahl ermittelt. Zum anderen wird untersucht, ob parlamentarische Repräsentanz (wie sie infolge des Überwindens der Fünf-ProzentHürde entsteht) die Chancen einer Partei steigert, bei der nächsten Wahl die FünfProzent-Hürde erneut zu überwinden und einen höheren Stimmenanteil zu erzielen. Wahlschwellen besitzen eine hohe normative Relevanz, da sie die Chancengleichheit zwischen Parteien und damit ein wesentliches Qualitätsmerkmal von Demokratien betreffen. Entstehen einer Partei durch Überschreitung eines (letztlich willkürlich gesetzten) Schwellenwertes bedeutende Wettbewerbsvorteile, wirft dies die Frage nach der Legitimität eines solchen Vorteils auf. Zudem stellt sich aus systemischer Perspektive die Frage, inwieweit die bestehenden Regelungen den Aufstieg K Auswirkungen staatlicher Parteienfinanzierung und parlamentarischer Repräsentanz 277 neuer Parteien erleichtern oder erschweren und damit zu einer Dynamisierung bzw. Stabilisierung des Parteiensystems beitragen. Dieser Artikel verfolgt jedoch ausdrücklich nicht das Ziel, im Sinne eines y-zentrierten Forschungsdesigns die Etablierung neuer Parteien umfassend zu erklären. Vielmehr fokussiert er sich im Sinne eines x-zentrierten Designs auf die Auswirkungen der staatlichen Parteienfinanzierung und parlamentarischen Repräsentanz. Die Ergebnisse dieser Studie erlauben es somit nicht, Aussagen darüber zu treffen, wann es Parteien gelingt, sich dauerhaft im Parteiensystem zu etablieren (vgl. hierzu Naßmacher 2009); allerdings können anhand von ihnen Rückschlüsse auf die kurzfristigen Folgen staatlicher Parteienfinanzierung und parlamentarischer Repräsentanz gezogen werden. Hierdurch wird zugleich ein Beitrag zur Debatte über staatliche Parteienfinanzierung als auch über gesetzliche Sperrklauseln geleistet. Die Vorgehensweise ist wie folgt: Zunächst wird die bestehende Literatur zu den Auswirkungen staatlicher Parteienfinanzierung und gesetzlicher Sperrklausen aufgearbeitet. Auf dieser Grundlage werden insgesamt vier Hypothesen aufgestellt. Anschließend werden die Regressions-Diskontinuitäts-Methode sowie die Spezifika der verwendeten Daten erläutert. Im nächsten Abschnitt folgt die Darstellung der Ergebnisse und Durchführung verschiedener Robustheitsund Spezifikationstests. Zuletzt werden die normativen Implikationen der Ergebnisse diskutiert und Potenziale für künftige Forschung aufgezeigt. 2 Forschungsstand und Hypothesen Dieser Abschnitt geht zunächst auf die bestehende Literatur zu den Effekten staatlicher Parteienfinanzierung ein und wendet sich anschließend der Forschung über die Auswirkungen gesetzlicher Sperrklauseln zu. Am Ende der beiden Teilabschnitte werden jeweils zwei Hypothesen aufgestellt. 2.1 Staatliche Parteienfinanzierung Das Ausmaß, in welchem Parteien finanzielle Zuwendungen durch den Staat erhalten, variiert im internationalen Vergleich stark (Alexander und Shiratori 2018; Scarrow 2007; Naßmacher 1997;Koß2008). Deutschland zeichnet sich traditionell durch hohe öffentliche Zuwendungen aus (van Biezen und Kopecký 2007; PintoDuschinsky 2002). Der genaue Betrag der staatlichen Unterstützung ergibt sich unter anderem durch den Stimmenanteil bei der jeweils letzten Bundestags-, Europaoder Landtagswahl, die Mitgliedsbeiträge sowie die Gesamtsumme an Spenden. Hinzu kommen indirekt Formen staatlicher Finanzierung wie Mandatsträgerbeiträge, Zahlungen an parteinahe Stiftungen und kostenlose Sendezeit für Wahlwerbespots (von Alemann et al. 2018). Voraussetzung für die Teilnahme am System der staatlichen Parteienfinanzierung ist, dass eine Partei bzw. ein Landesverband einen bestimmten Anteil an gültigen (Zweit-)Stimmen erhält. Bei Bundestagsund Europawahlen beträgt dieser 0,5%, bei Landtagswahlen 1% der gültigen Stimmen (PartG 1994, § 18, Abs. 4). K 278 J.-F. Baumert In Deutschland wurde erstmals 1959 eine Form der staatlichen Parteienfinanzierung eingeführt (Koß 2021). Dies geschah im Rahmen einer Auseinandersetzung über die Finanzierungspraktiken bürgerlicher Parteien, welche in den 1950erund 1960er-Jahren aufgrund einer nur geringen Mitgliederbasis auf Spenden aus der Wirtschaft angewiesen waren. Zuständig für die Akquirierung der Spenden war der sogenannte Staatsbürgerliche Verein. Jene Finanzierungspraxis bewegt sich von Anfang an im halblegalen Bereich und ging mit Korruptionsvorwürfen einher (Koß 2008). Nachdem das Bundesverfassungsgericht in einem Urteil von 1958 die steuerliche Absetzbarkeit von Spenden negiert hatte, einigten sich die Parteien 1966 schließlich im Konsens auf die Einführung der Wahlkampfkostenerstattung (Koß 2008). Es folgten mehrere Jahrzehnte mit einem „Katz-und-Maus-Spiel zwischen Parteien und [Bundesverfassungs-]Gericht [...], in dem erstere beständig ausloteten, wie weit sie gehen konnten“ (Koß 2008, S. 161). Dieses „Spiel“ mündete 1992 schließlich in einem Urteil des Verfassungsgerichts, in welchem der sogenannte Sockelbetrag, der kleinere Parteien im Verhältnis zu ihrer Stimmenzahl bevorteilte, als verfassungswidrig erklärt wurde. Daraufhin wurde das Parteiengesetz umfassend reformiert. So wurden alle bestehenden Formen der Parteienfinanzierung zusammengefasst und auch erstmals offiziell als solche bezeichnet. Hierbei umgingen die Parteien das Urteil des Verfassungsgerichts faktisch, da die Stimmen kleinerer Parteien nach wie vor stärker vergütet wurden als die Stimmen größerer Parteien (Koß 2008). Der Erhalt zusätzlicher finanzieller Mittel durch die staatliche Parteienfinanzierung kann sich auf vielfältige Weise vorteilhaft für eine Partei auswirken. So lassen sich finanzielle Ressourcen in zahlreiche andere Ressourcen transferieren (vgl. Naßmacher 2009, S. 335ff.). Beispielsweise sind Parteien eher in der Lage, sich einen festen Mitarbeiterstab zu leisten, kostenintensive Wahlkampagnen zu fahren oder sich professionelle Beratung einzukaufen. Zusätzlich eröffnen sich die Möglichkeiten, verstärkt in mediale Präsenz zu investieren, bei öffentlichen Ereignissen durch Infostände Sichtbarkeit zu generieren oder kostenintensive Informationsund Recherchetätigkeiten durchzuführen. Zudem sind Parteien weniger von Großspendern abhängig, was ihnen größere programmatische Spielräume verschafft und somit eher erlaubt, ihre Wahlprogramme auf Stimmenmaximierung auszurichten. Die Literatur ist sich uneins, welche Parteien besonders von staatlicher Unterstützung profitieren. Einige Forschende gehen davon aus, dass staatliche Mittel vor allem die Wettbewerbschancen kleinerer Parteien erhöhen (Ikstens et al. 2002; Gunlicks 2018). Für diese stellten staatliche Zahlungen oftmals die Haupteinnahmequelle dar, weil sie im Gegensatz zu den größeren Parteien kaum Aussichten auf bedeutende Spenden von Privatpersonen oder Unternehmen haben (Morlok 2002). Demgegenüber vertreten andere im Anschluss an Katz und Mairs (1995) Kartellparteienhypothese die Auffassung, dass die staatliche Parteienfinanzierung den etablierten Parteien dazu diene, den Aufstieg neuer Parteien zu verhindern (Gillespie 1998; Paltiel 1981). So erhielten zumeist nur Parteien, die bereits eine nennenswerte Wählerschaft besitzen, staatliche Unterstützung. Diese verschaffe ihnen gegenüber neuen Parteien einen kaum zu kompensierenden Wettbewerbsvorteil, was letztlich zu einem Einfrieren des bestehenden Parteiensystems führe. K Auswirkungen staatlicher Parteienfinanzierung und parlamentarischer Repräsentanz 279 Die empirischen Befunde diesbezüglich sind nicht eindeutig. Scarrow (2006)findet keine Evidenz für das Zutreffen der Kartellparteienhypothese. Stattdessen spricht ihre Analyse, die sowohl westals auch osteuropäische Staaten umfasst, eher dafür, dass eine staatliche Parteienfinanzierung zu einer zunehmenden Fragmentierung der Parteienlandschaft beiträgt. So seien viele Parteien ohne staatliche Zuwendungen nicht in der Lage, sich die Aufrechterhaltung eines kostspieligen Organisationsapparates zu leisten. Zu ähnlichen Ergebnissen gelangen van Biezen und Rashkova (2014), die eher dem Ausmaß staatlicher Regulierung einen Einfluss auf das Parteiensystem zuschreiben (vgl. auch van Biezen 2004). Pierre et al. (2000) sehen ebenfalls keine Belege dafür, dass staatliche Parteienfinanzierung eine Versteinerung der Parteienlandschaft bewirkt. Stattdessen entwickle sich das Parteiensystem in jedem der betrachteten, westlichen Staaten auf unterschiedliche Weise. Diesem Befund pflichtet auch Naßmacher (2009) bei. In seiner qualitativ-vergleichenden Untersuchung etablierter Demokratien zeigt sich kein systematischer Zusammenhang zwischen der Einführung von Parteienfinanzierung und einer Veränderung des Parteiensystems. Die wesentliche Determinante dafür, ob sich neue Parteien dauerhaft durchsetzen können, sei vielmehr in den durch das Wahlsystem gestellten Zugangshürden zu suchen. Sofern Parteien bereits mit einem relativ geringen Stimmenanteil Anspruch auf Parteienfinanzierung erwerben können, würde eine staatliche Finanzierung zudem den Aufstieg neuer Parteien begünstigen. So ist laut Naßmacher (2020;2023) die erfolgreiche Etablierung der Parteien Die Grünen und Alternative für Deutschland zu erheblichen Teilen auf den Erhalt staatlicher Gelder zurückzuführen. Booth und Robbins (2010) gelangen zu anderen Ergebnissen. Ihrer Regressionsanalyse zufolge reduziert in postkommunistischen Staaten die Verfügbarkeit staatlicher Mittel das Ausmaß, in dem Parteien durch andere ersetzt werden, und die Volatilität im Parteiensystem. Dies gilt vor allem für Staaten, in denen andere potenzielle Einnahmequellen einer strikten gesetzlichen Regulierung unterliegen. Ähnliche Resultate werden von Casal Bértoa und Spirova (2017) erzielt, die ebenfalls den postkommunistischen Raum untersuchen. Ihr Hauptargument besteht darin, dass viele vorherige Studien keine Effekte der staatlichen Parteienfinanzierung finden konnten, weil sie alle Parteien im Aggregat betrachtet haben. Staatliche Parteienfinanzierung sei jedoch vor allem für Parteien zwischen den Hürden relevant. Dies sind Parteien, die zwar die gesetzliche Sperrklausel nicht überwunden haben und somit nicht im Parlament vertreten sind, jedoch ausreichend viele Stimmen erhalten haben, um am System der staatlichen Parteienfinanzierung teilzunehmen. Jene Parteien wiesen signifikant höhere Überlebensraten auf, als Parteien ohne staatliche Finanzierung. Als Erklärung hierfür kommen mehrere Mechanismen in Betracht. Zum einen bieten staatliche Zahlungen einen Anreiz für Parteien, sich nicht aufgrund interner Streitigkeiten aufzulösen. Ebenso können sie ihren Organisationsapparat und ihre Öffentlichkeitsarbeit weiterhin finanzieren und sind in der Lage, die Kosten eines Wahlkampfs aufzubringen. Casal Bértoas und Spirovas Studie kommt dem in diesem Paper verfolgten Vorhaben am nächsten. Zudem passt ihr Argument gut zum Fall der deutschen Landtagswahlen, da bei diesen die Finanzierungsschwelle mit einem Prozent der Stimmen vergleichsweise niedrig angesetzt ist und somit verhältnismäßig viele Parteien „zwiK 280 J.-F. Baumert schen die Hürden“ fallen. Aufgrund dieses Umstands relativieren sich auch die Diskrepanzen zwischen der Kartellparteienhypothese und dem Literaturstrang, welcher hauptsächlich kleine Parteien als Profiteure einer staatlichen Parteienfinanzierung sieht: Wenn die Finanzierungsschwelle sehr niedrig angesetzt wird, kann dies sowohl einen erheblichen Wettbewerbsvorteil für Parteien oberhalb der Schwelle bedeuten als auch für kleine Parteien von besonderer Relevanz sein. Daher wird im Anschluss an Casal Bértoa und Spirova (2017) folgende Hypothese aufgestellt: H1: Parteien, welche staatliche Finanzierung erhalten, haben ceteris paribus eine höhere Wiederantrittswahrscheinlichkeit bei der nächsten Wahl als Parteien ohne staatliche Unterstützung. Die zweite Hypothese geht noch einen Schritt weiter. Hier wird angenommen, dass Parteien mit staatlicher Unterstützung nicht nur eine höhere Überlebenswahrscheinlichkeit haben, sondern auch innerhalb der Gruppe der „Überlebenden“ Vorteile gegenüber nicht öffentlich finanzierten Parteien haben. Jene Vorteile sollten sich an einem höheren Stimmenanteil bei der nächsten Wahl niederschlagen. Folglich wird postuliert: H2: Parteien, welche staatliche Finanzierung erhalten, können ceteris paribus ihren Stimmenanteil bei der nächsten Wahl stärker steigern bzw. eher bewahren als Parteien ohne staatliche Unterstützung. 2.2 Gesetzliche Sperrklauseln Gesetzliche Sperrklauseln sollen in Staaten mit einem Verhältniswahlsystem verhindern, dass kleine Parteien ins Parlament einziehen und dort die Mehrheitsbildung durch zu starke Fragmentierung behindern (vgl. Linhart et al. 2019; Linhart und Eichhorn 2022). Sie werden in der Regel dort eingeführt, wo nicht bereits eine hohe „natürliche Hürde“ infolge der Verwendung von kleinen Wahlkreisen existiert (Lijphart 1999, S. 140). Üblicherweise wird die Hürde auf Ebenen des gesamten Wahlgebiets angewandt, in einigen Fällen auch auf Ebene der Wahlkreise (Nohlen 2014, S. 121). Häufig besteht für kleine Parteien mit regional stark ausgeprägten Hochburgen die Möglichkeit, durch zusätzliche Regelungen die Sperrklausel zu umgehen (Dinas et al. 2015). Vor allem in osteuropäischen Staaten wird zudem zwischen einer Sperrklausel für einzelne Parteien und einer für Listenverbindungen differenziert (Nohlen 2014, S. 120). Die empirische Spannweite gesetzlicher Sperrklauseln reicht gegenwärtig von 0,67% (= 1/150) in den Niederlanden bis 8% in Liechtenstein (bis 1962 galt ein Wert von 18%; Waschkuhn 2004; Nohlen 2014, S. 121). Weltweit am häufigsten treten Sperrklauseln in der Höhe von 5% auf (Nohlen 2014, S. 120). Auch bei deutschen Landtagswahlen werden in allen Bundesländern von Parteien mindestens fünf Prozent der Stimmen verlangt, um in das Landesparlament einziehen zu können. Mit der Ausnahme von Bremen, wo sie separat in der Stadt Bremen und Bremerhaven gilt, findet die Fünf-Prozent-Hürde jeweils auf Landesebene Anwendung (Probst 2022). Vier Bundesländer erlauben Parteien, die einen oder zwei K Auswirkungen staatlicher Parteienfinanzierung und parlamentarischer Repräsentanz 281 Wahlkreise direkt gewonnen haben, mit einer sogenannten Grundmandatsklausel die Umgehung der Sperrklausel1. Entsprechend ihrer angedachten Funktion konzentriert sich ein Großteil der Forschung zu Sperrklauseln darauf, ob sie die Fragmentierung von Parlamenten verhindern (z.B. Reuchamps et al. 2014; Górecki und Kukołowicz 2018). Demgegenüber existieren vergleichsweise wenige Studien, die in den Blick nehmen, inwieweit parlamentarische Repräsentanz durch Überwinden der Sperrklausel Vorteile für eine Partei mit sich bringt. Als einer der ersten befasste sich Pedersen (1982)inseinem Partei-Entwicklungs-Modell theoretisch mit dieser Frage. Ihm zufolge hängt die Lebenserwartung kleiner und neuer Parteien davon ab, ob es ihnen gelingt, vier Hürden zu überwinden. Bei einer dieser Hürden handelt es sich um den Einzug in das Parlament. Parlamentarische Repräsentanz verschafft einer Partei Zugang zu einer Vielzahl an Ressourcen. Neben zusätzlichen finanziellen Mitteln wie der Finanzierung von Mitarbeitern sind die Möglichkeiten zu nennen, parlamentarische Anfragen zu stellen und parlamentarische Recherchestellen, wie z.B. den wissenschaftlichen Dienst, in Anspruch zu nehmen. Weitere wesentliche Faktoren stellen die erhöhte mediale Aufmerksamkeit und Einladungen zu verschiedene Diskussionsund Talkshowformaten dar. In Übereinstimmung mit diesen Erwartungen findet Zur (2019) einen negativen Zusammenhang zwischen der Höhe der Zugangshürde und der parlamentarischen Überlebensdauer von neuen Parteien. Seine Untersuchung umfasst 37 Demokratien und basiert auf einem Event-History-Modell. Zu ähnlichen Ergebnissen gelangen Bolleyer und Bytzek (2013). Im Rahmen einer Mehrebenenanalyse, die 17 fortgeschrittene demokratische Staaten berücksichtigt, stellen sie fest, dass ein permissives Wahlsystem die Wiedereintrittswahrscheinlichkeit einer Partei nach einem vorherigen „Durchbruch“ erhöht. Kritikwürdig ist hierbei jedoch die Operationalisierung der Permissivität, welche am Grad der parlamentarischen Fragmentierung festgemacht wird. Damit wird streng genommen ein von der Permissivität wesentlich beeinflusster Outcome gemessen und nicht die Permissivität selbst. Obert und Müller (2017) untersuchen die Überlebenswahrscheinlichkeit neuer Parteien bei tschechischen Regionalund Kommunalwahlen. Bei diesen müssen Parteien ebenfalls fünf Prozent der gültigen Stimmen erlangen, um Abgeordnete in die jeweilige Vertretungskörperschaft entsenden zu dürfen. Obert und Müllers Untersuchungsdesign weist stellenweise ähnliche Elemente auf wie eine Regressions-Diskontinuitäts-Analyse. Sie gelangen zu dem Fazit, dass keine einfache lineare Beziehung zwischen dem Stimmenanteil und der Wiederwahlwahrscheinlichkeit besteht. Vielmehr steige die Überlebenswahrscheinlichkeit mit Überwindung der Fünf-Prozent-Hürde stark an. Die bisher einzige Studie, welche die Auswirkungen von Wahlhürden mit einer Regressions-Diskontinuitäts-Analyse untersucht, stammt von Dinas et al. (2015). Den Autoren stellen die Daten aller nationalen Wahlergebnisse in demokratischen Staaten seit dem Zweiten Weltkrieg zur Verfügung, in denen eine gesetzliche Sperrklausel zur Anwendung gelangte. Ihr Hauptergebnis besteht darin, dass Parteien, die die Sperrklausel knapp überwunden haben, gegenüber Parteien, die knapp an der Sperrklausel gescheitert sind, bei der nächsten Wahl ihre Stimmenzahl um durch1Dies sind Berlin, Brandenburg, Sachsen und Schleswig-Holstein (Zicht 1999). K 282 J.-F. Baumert schnittlich zwei Drittel steigern konnten. Besonders stark profitierten dabei Parteien in neu etablierten Demokratien. Die Literatur ist sich also weitgehend einig darin, dass sich parlamentarische Repräsentanz vorteilhaft für Parteien auswirkt. Entsprechend werden folgende zwei Hypothesen aufgestellt: H3: Parteien, welche im Parlament vertreten sind, haben ceteris paribus eine höhere Wahrscheinlichkeit bei der nächsten Wahl die Fünf-Prozent-Hürde zu überwinden als nicht im Parlament vertretene Parteien. H4: Parteien, welche im Parlament vertreten sind, können ceteris paribus bei der nächsten Wahl ihren Stimmenanteil stärker steigern bzw. eher bewahren als nicht im Parlament vertretene Parteien. Anders als im Fall der Finanzierungsschwelle ist es weder sinnvoll noch möglich, statt der Wiedereinzugswahrscheinlichkeit die Wiederantrittswahrscheinlichkeit zu betrachten. So sind im Untersuchungszeitraum von allen Parteien, die bei einer Landtagswahl die Fünf-Prozent-Hürde überwunden haben, lediglich zwei bei der nachfolgenden Wahl nicht mehr angetreten2. Dies entspricht einer Wiederantrittswahrscheinlichkeit von 99,5% in der Gruppe der parlamentarisch repräsentierten Parteien. 3 Methode und Daten Bei einer Regressions-Diskontinuitäts-Analyse (RDA) handelt es sich um Verfahren zur Auswertung eines bestimmten Typus von natürlichen Experimenten (Titiunik 2021). Dieser Typus zeichnet sich dadurch aus, dass das Überschreiten eines Schwellenwertes darüber bestimmt, ob eine Untersuchungseinheit der Behandlungsoder Kontrollgruppe zugeordnet wird. Die RDA basiert auf der Annahme, dass der genaue Wert einer Einheit auf der Schwellenwert-Variable von zufälligen Faktoren beeinflusst wird und es daher für Einheiten nahe der Schwelle vom Zufall abhängt, ob sie das Treatment erhalten. Man spricht in diesem Zusammenhang auch von lokaler Randomisierung (Skovron und Titiunik 2015). Im hiesigen Fall kann davon ausgegangen werden, dass lokale Randomisierung vorliegt. So entscheidet häufig nur eine verschwindend geringe Anzahl an Stimmen darüber, ob eine Partei in den Landtag einzieht oder nicht. Beispielsweise fehlten Bündnis90/Die Grünen 2022 im Saarland lediglich 24 Stimmen, um die Fünf-Prozent-Hürde zu überwinden. Demgegenüber wäre die FDP 2019 nicht in den Thüringer Landtag eingezogen (und ihr Spitzenkandidat daraufhin nicht kurzzeitig zum Ministerpräsidenten gewählt worden), wenn 2Dies betrifft die Deutsche Volksunion bei der Landtagswahl in Sachsen-Anhalt 2002, die 1998 noch 12,9% der Stimmen erhalten hatte, und die Alternative für Deutschland (AfD) bei der Bremer Bürgerschaftswahl 2023, welche 2019 insgesamt 6,1% der Stimmen errungen hatte. Die Gründe waren in beiden Fällen interne Querelen, wobei die Bremer AfD nicht zugelassen wurde, da sie zwei Listen zur Landtagswahl eingereicht hatte und kein legitimierter AfD-Landesvorstand existierte (Radio Bremen 2023). K Auswirkungen staatlicher Parteienfinanzierung und parlamentarischer Repräsentanz 289 Tab. 2 Logit-Modell mit Wiederantrittswahrscheinlichkeit als AV und KV (1%-Schwelle) Kovariaten Schätzer Fehler 95% KI Pr(b> 0) Konstante –0,83 0,12 –1,06 –0,60 0,000 Stimmenanteil 0,41 0,33 –0,23 1,06 0,894 Über-1%-Schwelle 1,79 0,47 0,88 2,71 1,000 Stimmenanteil * Über-1%-Schwelle –0,58 0,38 –1,32 0,15 0,062 Staatsgelder in anderem Land/Bund 0,71 0,17 0,37 1,04 1,000 Repräsentanz in anderem Landtag 0,62 0,26 0,11 1,15 0,991 Bundestagsrepräsentanz 37,08 36,86 3,99 132,06 1,000 N986 Pseudo-R20,216 0,015 0,186 0,246 Effekt an 1%-Schwelle (Alles= 0)a0,291 Effekt an 1%-Schwelle (SLB= 1) 0,246 Effekt an 1%-Schwelle (RAL= 1) 0,180 Effekt an 1%-Schwelle (BTR= 1) 0,000 aStaatsgelder in anderem Land/Bund (SLB), Repräsentanz in anderem Landtag (RAL), Bundestagsrepräsentanz (BTR); wenn RAL= 1, dann auch SLB= 1; wenn BTR= 1, dann auch RAL= 1 und SLB= 1; die Wiederantrittswahrscheinlichkeit für BTR= 1 beträgt über und unter der 1%-Schwelle annähernd 100%, sodass die Differenz Null ist Abb. 2 Kumulierte Parteienanzahl in Abhängigkeit vom Stimmenanteil K 290 J.-F. Baumert Tab. 3 Lineares Modell mit Stimmenanteil bei nächster Wahl als AV (1%-Schwelle) Kovariaten Schätzer Fehler 95% KI Pr(b> 0) Konstante 0,08 0,17 –0,24 0,40 0,679 Stimmenanteil 1,34 0,38 0,60 2,08 1,000 Über-1%-Schwelle 0,13 0,35 –0,55 0,82 0,650 Stimmenanteil * Über-1%-Schwelle –0,21 0,40 –0,99 0,56 0,301 N505 R20,386 0,026 0,332 0,435 Effekt an 1%-Schwelle –0,070 Tab. 4 Lineares Modell mit Stimmenanteil bei nächster Wahl als AV und KV (1%-Schwelle) Kovariaten Schätzer Fehler 95% KI Pr(b> 0) Konstante 0,09 0,16 –0,21 0,40 0,726 Stimmenanteil 1,32 0,39 0,56 2,07 0,999 Über-1%-Hürde 0,69 0,35 –0,00 1,39 0,974 Stimmenanteil * Über-1%-Hürde –0,72 0,40 –1,51 0,06 0,036 Staatsgelder in anderem Land/Bund –0,02 0,21 –0,43 0,38 0,455 Repräsentanz in anderem Landtag –0,32 0,23 –0,78 0,13 0,081 Bundestagsrepräsentanz 2,81 0,29 2,24 3,37 1,000 N505 R20,489 0,023 0,442 0,531 Effekt an 1%-Schwelle –0,03 ter abschwächt. Dies ist nicht weiter überraschend, da erfahrungsgemäß ein Großteil der Parteien bei einer Wahl nur sehr geringe Stimmenanteile erhält. Weder bei der Ein-Prozent-Finanzierungsschwelle noch der Fünf-Prozent-Hürde lassen sich bedeutende Abweichungen vom Trendverlauf in Form von Sprüngen oder Knicken beobachten, wie sie für eine Selbstselektion der Parteien in die Behandlungsgruppe sprechen würden. Hypothese 1 kann folglich angenommen werden. Anders verhält es sich im Fall von Hypothese 2. Abgesehen vom Stimmenanteil bei der vorherigen Wahl erweist sich keiner der Koeffizienten als statistisch signifikant. Der Effekt der Schwelle ist mit –0,07 Prozentpunkten zu vernachlässigen (Tab. 3). Bei Einbeziehung von Kontrollvariablen (Tab. 4) wird die Interaktion zwischen Stimmenanteil und Überwindung der Schwelle zwar signifikant; der Gesamteffekt der Schwelle bleibt mit –0,03 Prozentpunkten jedoch marginal. Den stärksten Einfluss der Kontrollvariablen hat die Bundestagsrepräsentanz, welche den Stimmenanteil um 2,81 Prozentpunkte erhöht. Die Teilnahme eines Landesverbands der gleichen Partei oder der Bundespartei hat keinen Einfluss auf den Stimmenanteil. Parteien mit Landtagsrepräsentanz in einem anderen Bundesland erhalten durchschnittlich 0,32 Prozentpunkte weniger Stimmen. In Abb. 3gehen die Regressionsgeraden vor und nach der Schwelle nahezu perfekt ineinander über, wobei die Kredibilitätsintervalle vollständig einander überlappen. Somit lässt sich innerhalb der Gruppe von Parteien, die bei der nächsten Wahl erneut antreten, kein Effekt der staatlichen Parteienfinanzierung auf den Stimmenanteil bei der nächsten Wahl feststellen. K Auswirkungen staatlicher Parteienfinanzierung und parlamentarischer Repräsentanz 291 Abb. 3 Effekt der staatlichen Parteienfinanzierung auf den prozentualen Stimmenanteil bei der nächsten Wahl Das Modell, mit welchem die Effekte des Überwindens der Fünf-Prozent-Hürde auf die Wiedereinzugswahrscheinlichkeit geschätzt werden (Tab. 5), liefert wiederum substanzielle und signifikante Effekte. Für eine Partei, die fünf Prozent der Stimmen erhalten hat und im Parlament vertreten ist, wird eine Wiedereinzugswahrscheinlichkeit von 68% vorhergesagt. Ohne parlamentarische Repräsentanz beträgt dieser Wert ceteris paribus nur 53%. Allerdings überlappen sich, wie in Abb. 4zu sehen ist, die Kredibilitätsintervalle der Regressionskurven so, dass die Regressionskurven jeweils den gleichen Wert aufweisen, wie eine der Grenzen der Kredibilitätsintervalle der anderen Regressionskurve. Aufgrund der Tatsache, dass es sich um eine Vollerhebung handelt, muss der Effekt deshalb nicht zwangsläufig verworfen werden. Jedoch deutet die Überlappung darauf hin, dass der Einfluss der FünfProzent-Hürde schwächer ausgeprägt ist als derjenige der Ein-Prozent-Schwelle. Hierfür spricht auch, dass die Ausdünnung der nicht wieder eingezogenen Parteien nach der Fünf-Prozent-Hürde weniger abrupt ist als im Fall der Ein-ProzentSchwelle (für die nicht wieder angetretenen Parteien). Aus dieser Beobachtung lässt sich darüber hinaus schlussfolgern, dass die geringere Deutlichkeit des Effekts nicht K 292 J.-F. Baumert Tab. 5 Logit-Modell mit Wiedereinzugswahrscheinlichkeit als AV (5%-Hürde) Kovariaten Schätzer Fehler 95% KI Pr(b> 0) Konstante –4,01 0,54 –5,10 –2,99 0,000 Stimmenanteil 0,83 0,17 0,50 1,16 1,000 Über-5%-Hürde 4,10 1,15 1,85 6,39 1,000 Stimmenanteil * Über-5%-Hürde –0,70 0,22 –1,13 –0,27 0,001 N374 Pseudo-R20,372 0,031 0,304 0,428 Effekt an 5%-Hürde 0,142 Abb. 4 Effekt parlamentarischer Repräsentanz auf die Wahrscheinlichkeit, die 5%-Hürde bei der nächsten Wahl zu überwinden allein auf die kleinere Fallzahl des dritten Modells (n= 374 gegenüber n= 986 im ersten Modell) zurückzuführen ist. Parteien unterhalb der Fünf-Prozent-Hürde treten in 85,3%, Parteien oberhalb der Hürde in 99,5% der Fälle erneut an. Um auszuschließen, dass die höhere Mortalitätsrate der Parteien unterhalb von fünf Prozent zu einer Verzerrung der Ergebnisse führt, wurde das Modell ohne die ausgeschiedenen Parteien erneut berechnet K Auswirkungen staatlicher Parteienfinanzierung und parlamentarischer Repräsentanz 293 Tab. 6 Logit-Modell mit Wiedereinzugswahrscheinlichkeit als AV und KV (5%-Hürde) Kovariaten Schätzer Fehler 95% KI Pr(b> 0) Konstante –4,32 0,67 –5,71 –3,07 0,000 Stimmenanteil 0,57 0,20 0,19 0,96 0,998 Über-5%-Hürde 1,59 1,34 –1,02 4,19 0,885 Stimmenanteil * Über-5%-Hürde –0,26 0,26 –0,76 0,24 0,154 Repräsentanz in anderem Landtag 0,07 0,55 –0,99 1,16 0,548 Beteiligung an Landesregierung 0,31 0,61 –0,84 1,56 0,687 Bundestagsrepräsentanz 2,21 0,44 1,38 3,09 1,000 Beteiligung an Bundesregierung –1,31 0,42 –2,13 –0,49 0,001 N374 Pseudo-R20,459 0,025 0,405 0,503 Effekt an 5%-Hürde (Alles= 0)10,048 Effekt an 5%-Hürde (RAL= 1) 0,050 Effekt an 5%-Hürde (BLR= 1) 0,057 Effekt an 5%-Hürde (BTR= 1) 0,058 Effekt an 5%-Hürde (BBR= 1) 0,070 aRepräsentanz in anderem Landtag (RAL), Beteiligung an Landesregierung (BLR), Bundestagsrepräsentanz (BTR), Beteiligung an Bundesregierung (BBR); wenn BTR= 1, dann auch RAL= 1; wenn BBR= 1, dann auch BTR= 1 und RAL= 1. Sowohl die Placebo-Tests mit einer fingierten 3%-Hürde (Tab. 12) und 7%-Hürde (Tab. 13) als auch ein Bandbreiten-Test mit dem Intervall [2;8) (Tab. 14) stützen die Resultate des ursprünglichen Modells. Bei Einbeziehung der Kontrollvariablen (Repräsentanz in einem anderen Landtag, Beteiligung an der Landesregierung, Bundestagsrepräsentanz, Beteiligung an der Bundesregierung) sinkt die Wahrscheinlichkeit eines positiven Effekts durch Überschreiten der Fünf-Prozent-Hürde auf 88,5% (Tab. 6). Parteien, die an der Bundesregierung beteiligt sind, weisen mit 7 Prozentpunkten den größten Effekt auf. Den geringsten Effekt haben Parteien zu verzeichnen, die bei allen Kontrollvariablen die Ausprägung Null aufweisen. Hier beträgt der Effekt knapp 5 Prozentpunkte. Parteien mit Bundestagsrepräsentanz (einschließlich Repräsentanz in einem anderen Landtag) weisen insgesamt eine deutlich höhere (Wieder-)Einzugswahrscheinlichkeit auf als alle anderen Subgruppen. Diese beträgt für Parteien, die bei der vorherigen Wahl knapp unterhalb der Fünf-Prozent-Hürde geblieben sind, 69%, und für Parteien, die die Fünf-Prozent-Hürde knapp überwunden haben, 75%. Für Parteien, die in keinem anderen Parlament auf Landesoder Bundesebene vertreten sind, lauten die entsprechenden Wahrscheinlichkeiten 19% und 24%. Die Repräsentanz in einem anderen Landtag verändert diese Werte nur unwesentlich. Dies spricht dafür, dass fast keine Spillover-Effekte vorhanden sind. Während die Beteiligung an der Bundesregierung die (Wieder-)Einzugswahrscheinlichkeit wie erwartet senkt, hat eine Beteiligung an der jeweiligen Landesregierung einen nichtsignifikanten positiven Effekt (Tab. 15). Dies führt im Wesentlichen zu den gleichen Ergebnissen wie im ursprünglichen Modell. Ein t-Test ergibt, dass Parteien zwischen 4% und 5% der Stimmen eine um 18 Prozentpunkte niedrigere Einzugswahrscheinlichkeit besitzen als Parteien zwischen 5% und 6% der Stimmen. Die Irrtumswahrscheinlichkeit beträgt 7,8%. Für eine Vollerhebung ist dies ein ausreichend hoher Wert. Somit liegt – vorsichtig formuliert – insgesamt genügend Evidenz vor, um Hypothese 3 nicht zu verwerfen. Hypothese 4 muss hingegen eindeutig abgelehnt werden. Wie schon im Fall von Hypothese 2 lassen sich keine signifikanten Effekte feststellen (Tab. 7). Bei der grafischen Analyse (Abb. 5) zeigt sich zudem, dass die Regressionsgeraden nahezu perfekt ineinander übergehen und die zugehörigen Kredibilitätsintervalle vollständig überlappen. Auch bei Einbeziehung der Kontrollvariablen (Tab. 8)deutet nichts auf einen Stimmenzuwachs durch Parlamentsrepräsentanz hin; vielmehr gibt K 294 J.-F. Baumert Tab. 7 Lineares Modell mit Stimmenanteil bei nächster Wahl als AV (5%-Hürde) Kovariaten Schätzer Fehler 95% KI Pr(b> 0) Konstante 0,21 0,53 –0,82 1,24 0,658 Stimmenanteil 1,13 0,20 0,73 1,52 1,000 Über-5%-Hürde 1,29 1,52 –1,67 4,29 0,800 Stimmenanteil * Über-5%-Hürde –0,33 0,28 –0,88 0,22 0,120 N336 R20,364 0,033 0,296 0,425 Effekt an 5%-Hürde –0,360 Abb. 5 Effekt parlamentarischer Repräsentanz auf den prozentualen Stimmenanteil bei der nächsten Wahl es Anzeichen für einen leicht negativen Effekt in Höhe von –0,45 Prozentpunkten. Während eine Bundestagsrepräsentanz den Stimmenanteil um 3,47 Prozentpunkte steigert, müssen an der Bundesregierung beteiligten Parteien durchschnittlich mit –1,62 Prozentpunkten weniger rechnen. Eine Beteiligung an der Landesregierung hat einen Effekt von –1,11 Prozentpunkten, Repräsentanz in einem anderen Landtag von –0,84 Prozentpunkten. K Auswirkungen staatlicher Parteienfinanzierung und parlamentarischer Repräsentanz 295 Tab. 8 Lineares Modell mit Stimmenanteil bei nächster Wahl als AV und KV (5%-Hürde) Kovariaten Schätzer Fehler 95% KI Pr(b> 0) Konstante 0,92 0,52 –0,10 1,94 0,962 Stimmenanteil 0,62 0,20 0,22 1,02 0,999 Über-5%-Hürde –2,25 1,52 –5,24 0,73 0,068 Stimmenanteil * Über-5%-Hürde 0,36 0,28 –0,18 0,91 0,903 Repräsentanz in anderem Landtag –0,84 0,46 –1,73 0,05 0,033 Beteiligung an Landesregierung –1,11 0,68 –2,46 0,24 0,052 Bundestagsrepräsentanz 3,47 0,46 2,57 4,37 1,000 Beteiligung an Bundesregierung –1,62 0,52 –2,64 –0,60 0,001 N336 R20,463 0,029 0,402 0,516 Effekt an 5%-Hürde –0,450 5 Diskussion und Forschungsausblick In diesem Beitrag wurden mittels einer Regressions-Diskontinuitäts-Analyse die Auswirkungen der staatlichen Parteienfinanzierung und parlamentarischen Repräsentanz bei deutschen Landtagswahlen untersucht. Es zeigte sich, dass Parteien, welche die Ein-Prozent-Finanzierungsschwelle überwinden, eine signifikant höhere Wahrscheinlichkeit haben, bei der nächsten Wahl erneut anzutreten. Zudem konnte Evidenz dafür gefunden werden, dass parlamentarische Repräsentanz die Chancen einer Partei erhöhen, bei der nächsten Wahl erneut im Parlament vertreten zu sein. Bedeutende Effekte auf den Stimmenanteil bei der nächsten Wahl konnten jedoch weder für die staatliche Parteienfinanzierung noch die parlamentarische Repräsentanz gefunden werden. Im Fall der Ein-Prozent-Schwelle lässt sich die Diskrepanz zwischen dem logistischen und linearen Modell gut anhand von Selektionseffekten erklären. So ist davon auszugehen, dass wenn alle Parteien mit weniger als einem Prozent der Stimmen bei der nächsten Wahl erneut kandidiert hätten, die tatsächlich wieder angetretenen Parteien im Mittel mehr Stimmen als die nicht wieder kandidierenden Parteien erhalten hätten. Allein die Tatsache, dass es Parteien ohne staatliche Unterstützung schaffen, wieder anzutreten, zeugt von einer gewissen organisationalen Stabilität und einer Mitgliederschaft, die einen erneuten Versuch nicht im Vorhinein als zum Scheitern verurteilt erachten. Deutlich schwieriger ist es, die Diskrepanz zwischen logistischem und linearem Modell für die Fünf-Prozent-Hürde zu erklären. Hier können Selektionseffekte lediglich für einen Teil des Effektes verantwortlich gemacht werden. Am naheliegendsten wäre es, die Ursache in den unterschiedlichen Eigenschaften der verwendeten Modelle zu suchen. Allerdings erscheinen die Unterschiede bereits in den Daten angelegt zu sein. So ist die Varianz bezüglich der Frage, ob eine Partei (erneut) ins Parlament einzieht oder nicht, im Verhältnis zur Spannweite deutlich größer als in Hinblick auf den Stimmenanteil bei der nächsten Wahl. Dies könnte darauf hindeuten, dass die binäre Erfassung von „Einzug“ oder „kein Einzug“ ein „schärferes Schwert“ darstellt als die Betrachtung von (kontinuierlichen) StimmenK 296 J.-F. Baumert anteilen. Gleichwohl wäre zur vollständigen Aufklärung des Widerspruchs zwischen den Modellen weitere Forschung wünschenswert. Beispielsweise ließe sich untersuchen, ob sich bei Kommunalwahlen, die weit größere Fallzahlen als Landtagswahlen ermöglichen, ein vergleichbarer Befund ergibt. In Deutschland existieren infolge der Rechtsprechung verschiedener Verfassungsgerichte mittlerweile in keinem (Flächen-)Bundesland mehr Sperrklauseln auf lokaler Ebene. Jedoch könnte man genauso die Effekte der natürlichen Hürden, also den Stimmenanteil, den es im Mittel braucht, um mindestens ein Mandat zu erhalten, analysieren oder sich mit Kommunalwahlen in anderen Staaten befassen. Zwar sind die Effekte an der Ein-Prozent-Schwelle und Fünf-Prozent-Hürde nicht direkt miteinander vergleichbar, da jeweils unterschiedliche abhängige Variablen betrachtet werden. Dennoch implizieren die Ergebnisse, dass es für Parteien auf Landesebene wichtiger ist, staatliche Finanzierung zu erhalten, als im Landtag vertreten zu sein. Dieser Befund ist insofern unerwartet, als dass sich ein Großteil der Literatur mit den Auswirkungen von Sperrklauseln und nur ein geringer Teil mit den Effekten staatlicher Parteienfinanzierung befasst. Eine mögliche Erklärung für den unerwartet schwachen Effekt an der Fünf-Prozent-Hürde ist, dass sich parlamentarische Repräsentanz auf Landesebene weit weniger auszahlt als auf Bundesebene. So ist gemäß dem „second order elections“-Theorem anzunehmen, dass sich die Aufmerksamkeit der Öffentlichkeit hauptsächlich auf die nationale Ebene beschränkt. Während beispielsweise die Äußerungen von Bundespolitikern großen Widerhall in nahezu allen medialen Verbreitungskanälen finden, beschränkt sich die Besprechung des landespolitischen Geschehens im Regelfall auf weit weniger stark konsumierte Medien wie regionale Tageszeitungen, Fernsehsender oder Radiostationen. Folglich können im Landtag vertretene Parteien im Vergleich zu außerparlamentarischen Parteien weniger stark durch zusätzliche Aufmerksamkeit profitieren. Eine weitere mögliche Erklärung ist, dass Parteien knapp oberhalb der Fünf-Prozent-Marke nur wenige ihrer politischen Forderungen durchsetzen bzw. ihnen Gehör verschaffen können und daher von den Wählerinnen und Wähler bei der nächsten Wahl „abgestraft“ werden. Eine fundiertere Antwort auf die Frage, weshalb parlamentarische Repräsentanz auf Landesebene nur einen vergleichsweise schwachen Effekt ausübt, bleibt jedoch weiterer Forschung vorbehalten. Die normativen Implikationen der Ergebnisse sind nicht eindeutig. Formale Chancengleichheit zwischen den Parteien besteht weitestgehend, da über den Erhalt von Geldern oder den Einzug ins Parlament allein der Stimmenanteil und keine andere Eigenschaft einer Partei entscheidet (einmal abgesehen vom Ausschluss extremistischer Parteien von der Parteienfinanzierung). Allein der Ausschluss von Wählergruppen erscheint fragwürdig, wenngleich es für die betroffenen Gruppierungen vermutlich keine Schwierigkeit darstellen dürfte, den Parteistatus zu erlangen. So dürfte das Beibehalten des Status einer Wählergruppe eher als Ausdruck der ideologisch-begründeten Ablehnung von Parteiendemokratie zu verstehen sein, womit vermutlich zumeist auch die Ablehnung von Parteienfinanzierung einhergeht. Setzt man ein umfassenderes Verständnis von Chancengleichheit voraus, könnte man argumentieren, dass Parteien durch die Wahlhürden, die in ihrer Höhe letztlich willkürlich gesetzt sind, in Hinblick auf ihre Wiederantrittsund Wiedereinzugschancen ungerechtfertigt bevorund benachteiligt werden. In der Tat erscheint K Auswirkungen staatlicher Parteienfinanzierung und parlamentarischer Repräsentanz 297 es schwierig zu rechtfertigen, weshalb z.B. eine Partei mit 1,03% der Stimmen Anspruch, aber eine Partei mit 0,95% der Stimmen keinen Anspruch auf staatliche Finanzierung hat. Diesem Vorwurf ließe sich entgegentreten, indem man statt einer scharfen Hürde einen kontinuierlichen Übergangsbereich festlegt. Beispielsweise könnte eine Partei mit 0,51% der Stimmen 1% der regulären Summe erhalten, mit 0,52% der Stimmen 2% der regulären Summe etc., sodass eine Partei mit 1% der Stimmen Anspruch auf den halben und eine Partei mit 1,5% der Stimmen Anspruch auf den vollen Betrag hätte. In Analogie hierzu wäre es bei der Sitzvergabe denkbar, einen Teil der Sitze ohne Hürde zu verteilen oder – ähnlich wie in Estland (Grofman et al. 1999) – ein Sitzverteilungsverfahren zu nutzen, dass große Parteien zwar deutlich bevorteilt, aber auch kleineren einige wenige Sitze zugesteht. Viele Länder erreichen einen vergleichbaren Effekt durch Kombination kleinerer Wahlkreise und der D’Hondt-Methode, ohne dass die Notwendigkeit einer Sperrklausel besteht (z.B. Portugal, Finnland oder die Schweiz; Nohlen 2014, S. 239ff., S. 403f.). Natürlich hat aus normativer Sicht auch eine solche Vorgehensweise ihre Nachteile. Zudem ließe sich zugunsten des Status quo einwenden, dass die Stimmenanteile nicht durch die Wahlschwellen beeinflusst werden. Dies gilt insbesondere für die Fünf-Prozent-Hürde, bei welcher das Nichtvorhandensein eines Effekts nicht durch Selektionseffekte erklärt werden kann. Auch erscheint der Effekt der Fünf-ProzentHürde auf die (Wieder-)Einzugswahrscheinlichkeit mit 14 Prozentpunkten als vergleichsweise gering. An dieser Stelle ist jedoch erneut darauf hinzuweisen, dass es sich um einen lokalen Effekt handelt, der nur für Parteien in der Nähe der Hürde gilt. So kann keineswegs ausgeschlossen werden, dass die Fünf-Prozent-Hürde durch „psychologische Effekte“ (Duverger 1959) Wähler von der Wahl kleiner Parteien abhält und dadurch verhindert, dass diese je in die Nähe von fünf Prozent der Stimmen gelangen. Zukünftige Forschung könnte sich eingehender damit befassen, ob Unterschiede zwischen verschiedenen Parteien und Parteifamilien bestehen. Ebenso lohnenswert erscheint eine Untersuchung der Frage, inwieweit sich auch nach mehreren Wahlen noch Effekte des Überschreitens einer Wahlschwelle feststellen lassen. Zudem wäre es wünschenswert zu erforschen, ob und inwieweit staatliche Parteienfinanzierung und parlamentarische Repräsentanz mit anderen Faktoren, die zur dauerhaften Etablierung einer Partei beitragen, interagieren. Hier ist vor allem die erfolgreiche Besetzung eines bestimmten Themas als Alleinstellungsmerkmal, die Existenz eines politischen Unternehmers sowie der Wandel von Wählermilieus zu nennen (Naßmacher 2023). Alles in allem besteht noch viel Potenzial zur weiteren Erforschung der Auswirkungen von Wahlschwellen. K 298 J.-F. Baumert 6 Anhang Tab. 9 Placebo-Test mit 0,5%-Finanzierungsschwelle im Intervall (0; 1) Kovariaten Schätzer Fehler 95% KI Pr(b> 0) Konstante –0,62 0,14 –0,89 –0,35 0,000 Stimmenanteil 0,20 0,64 –1,05 1,44 0,626 Über-0,5%-Schwelle 0,06 0,93 –1,80 1,88 0,526 Stimmenanteil * Über-0,5%-Schwelle 0,87 1,40 –1,84 3,66 0,733 N734 Pseudo-R20,030 0,012 0,010 0,055 Effekt an 0,5%-Schwelle 0,121 Tab. 10 Placebo-Test mit 3%-Finanzierungsschwelle im Intervall [1; 5) Kovariaten Schätzer Fehler 95% KI Pr(b> 0) Konstante 1,41 0,66 0,13 2,74 0,984 Stimmenanteil 0,14 0,36 –0,55 0,85 0,653 Über-1%-Schwelle –0,97 2,90 –6,71 4,68 0,367 Stimmenanteil * Über-3%-Schwelle 0,34 0,82 –1,24 2,00 0,655 N252 Pseudo-R20,017 0,012 0,002 0,045 Effekt an 3%-Schwelle 0,005 Tab. 11 Bandbreiten-Test mit 1%-Finanzierungsschwelle im Intervall [0,3; 3) Kovariaten Schätzer Fehler 95% KI Pr(b> 0) Konstante –1,28 0,41 –2,09 –0,50 0,001 Stimmenanteil 1,97 0,66 0,69 3,31 0,998 Über-1%-Schwelle 2,68 0,78 1,15 4,23 1,000 Stimmenanteil * Über-1%-Schwelle –1,82 0,75 –3,32 –0,34 0,008 N440 Pseudo-R20,167 0,028 0,112 0,222 Effekt an 1%-Schwelle 0,169 Tab. 12 Placebo-Test mit 3%-Hürde im Intervall [1; 5) Kovariaten Schätzer Fehler 95% KI Pr(b> 0) Konstante –4,09 0,99 –6,13 –2,23 0,000 Stimmenanteil 0,84 0,47 –0,07 1,76 0,966 Über-3%-Hürde 0,95 2,11 –3,22 5,08 0,680 Stimmenanteil * Über-3%-Hürde –0,23 0,66 –1,53 1,07 0,362 N252 Pseudo-R20,124 0,043 0,049 0,214 Effekt an 3%-Hürde 0,040 K