10 Ablehnung und Notwendigkeit sozialer Ungleichheit

↓160

Bei Einstellungen zur sozialen Ungleichheit geht es nicht mehr um die Bewertung von konkreten Verteilungsergebnissen, sondern um grundsätzliche Haltungen der Menschen zur Verteilungsordnung einer Gesellschaft. Einschätzungen dieser Art werden direkt bei den Befragten gemessen, indem ihnen generelle Aussagen zur Beurteilung vorgelegt werden. Zwei Einstellungen werden in diesem Abschnitt der Studie untersucht, zum einen der stärker normativ-ideologisch zu verstehende Grad der Ablehnung von sozialer Ungleichheit, die eine sozialkritische und eine staatliche Umverteilungskomponente enthält, und zum anderen die eher weniger ideologische Einschätzung, inwiefern soziale Ungleichheit für das Wohl eines Landes notwendig ist. Für die zunächst folgenden deskriptiven Analysen wurde zum Zwecke einer besseren grafischen Darstellung ein einfacher additiver Summenindex aus den entsprechenden Items gebildet. In den multivariaten Regressionsanalysen dagegen werden die 'factor scores' aus der Faktorenanalyse verwendet. Diese beiden Einstellungen zur sozialen Ungleichheit können in dieser Form nur für die Daten des ISSP ermittelt werden. In der Präsentation der Ergebnisse wird wieder so vorgegangen, dass zunächst der Einfluss des Wohlfahrtsstaates, dann der Einfluss der einzelnen Länder und schließlich der Einfluss von Makroindikatoren bestimmt wird.

10.1 Der Einfluss der Wohlfahrtsregimes

Geht es um grundsätzliche Haltungen zu sozialer Ungleichheit in der Form ideologischer Haltungen kann aus gerechtigkeitstheoretischer Perspektive auch von Prinzipiengerechtigkeit gesprochen werden (vgl.Wegener, 1999). Auch wenn es sich bei den hier vorgestellten Einstellungen nicht um die Präferenz von Gerechtigkeitsprinzipien oder -kriterien im engeren Sinne handelt, wird mit den beiden Einstellungen dennoch eine Bewertung der Verteilungsordnung vorgenommen, die gerechtigkeitstheoretisch relevant ist. Dabei ist die Ablehnung sozialer Ungleichheit in der hier betrachteten Messung von stärkerer prinzipieller und ideologischer Art als die Einschätzung der Notwendigkeit sozialer Ungleichheit. Von daher ist es legitim, zumindest bei ersterem Aspekt von Prinzipiengerechtigkeit zu sprechen. Inwiefern sich die beiden Einstellungen der Menschen zu sozialer Ungleichheit in den verschiedenen wohlfahrtsstaatlichen Regimes deskriptiv unterscheiden, kann aus Abb. 22 entnommen werden. In diesen Analysen zu den Wohlfahrtsregimes sind wiederum nur westlich-kapitalistische Länder eingeschlossen.

Die beiden oberen Grafiken, welche die zeitliche Entwicklung zunächst ausblenden, bestätigen die Vermutung, dass die Ablehnung von sozialer Ungleichheit in liberalen Wohlfahrtsregimes am geringsten ist. Im Vergleich dazu wird in sozialdemokratischen Regimes soziale Ungleichheit allerdings entgegen den Erwartungen nur etwas stärker, in konservativen Arrangements noch stärker und im mediterranen Typ am stärksten abgelehnt. Die Annahme kann also nicht bestätigt werden, dass soziale Ungleichheit in sozialdemokratischen Regimes stärker als in konservativen abgelehnt wird. Alle anderen Regimes zeigen - wie erwartet - die entsprechende ideologisch ablehnende Haltung der Bevölkerung. Danach spiegelt sich die jeweilige wohlfahrtsstaatlich normativ institutionalisierte Verteilungsideologie der einzelnen Regimes mehr oder weniger in den Haltungen der Bevölkerung. Der wenig umverteilende und auf familiäre Versorgung ausgerichtete mediterrane Typus produziert die stärkste soziale Ungleichheit ablehnende Haltung. Das konservative Wohlfahrtssystem als stark staatsbezogenes institutionelles Arrangement befördert eine annähernd starke Ungleichheit ablehnende und egalisierende Ideologie. Hinter dem sozialdemokratischen Typus, der tatsächlich am meisten für sozialen Ausgleich und die Überwindung von sozialer Ungleichheit durch wohlfahrtsstaatliche Aktivitäten sorgt, scheint dagegen keine entsprechende Haltung der Bevölkerung zu stehen. Möglicherweise kann dieses unerwartete Ergebnis dahingehend interpretiert werden, dass die Bevölkerung bewusst eine intentionale Gegenhaltung zur 'Ideologie' des Wohlfahrtsregimes ausgebildet hat, die sich vielleicht durch das Motto charakterisieren lässt: "Was wir mit unserem Wohlfahrtsstaat nicht haben wollen bzw. was unser Wohlfahrtsstaat nicht produziert, müssen wir auch nicht ablehnen". Eine genauere Erklärung dieses Befundes, die mehr als spekulativ ist, lässt sich mit den Möglichkeiten im Rahmen dieser Studie jedoch nicht geben.

↓161

Abb. 22: Ablehnung und Notwendigkeit sozialer Ungleichheit in Wohlfahrtsregimes

Datenbasis: ISSP, westliche Länder (ohne Ostdeutschland); eigene Berechnung. Summenindex der Variablen zu den Faktoren: Ablehnung (Skala von '-6' bis '+6') und Notwendigkeit (Skala von '-2 bis '+2'). Dargestellt sind jeweils 25 Prozent der Skala.

Hinsichtlich der Notwendigkeit sozialer Ungleichheit für das Wohl eines Landes sind nur marginale Unterschiede zwischen konservativem, sozialdemokratischem und mediterranem Typus zu erkennen. In diesen Regimes wird soziale Ungleichheit für weniger notwendig im Vergleich zum liberalen Regime gehalten. Das liberale Regime hebt sich damit von den anderen deutlich ab. Die Erwartungen werden also nur in diesem Punkt bestätigt.

In zeitlicher Perspektive (vgl. die beiden unteren Grafiken) ist in Übereinstimmung mit den Erwartungen, dass ideologische Einstellungen in westlichen Ländern eher stabil sind, zu erkennen, dass die ablehnende Haltung zu sozialer Ungleichheit relativ beständig ist. Die Stabilitätsthese ideologischer Haltungen in westlichen Ländern wird hier also mehr als erfüllt. Die Wohlfahrtsregimes, die als normatives Arrangement auch ideologisch pfadabhängig sind, wirken gleichsam normativ auf die Bevölkerung bzw. die Bevölkerung trägt mit entsprechend beständigen Ideologien das institutionelle Arrangement, in dem sie leben.

↓162

Hinter der Einschätzung, dass soziale Ungleichheit notwendig ist, verbirgt sich deutlich mehr an zeitlicher Veränderung innerhalb der Regimes. So kann in liberalen und konservativen Regimes beobachtet werden, dass über die Zeit hinweg soziale Ungleichheit immer weniger für notwendig erachtet wird, während in sozialdemokratischen und mediterranen Arrangements über den gesamten Zeitraum betrachtet soziale Ungleichheit für notwendiger befunden wird. Dass bei dieser Einstellung mehr Veränderung zu finden ist, lässt sich ohne eindeutige und letztendliche Klärungsmöglichkeit vermutlich auf den weniger ideologischen und normativen Charakter dieser Einschätzung zurückführen.

Die multivariate Analyse zur Ablehnung der sozialen Ungleichheit (vgl. Tab. 35) bestätigt, dass sich die Wohlfahrtsstaaten in der Tat signifikant in der beschriebenen Weise unterscheiden (Modell 1). Es sind keine zeitlichen Veränderung in der ablehnenden Haltung signifikant (Modell 2) und auch keine regimespezifische Veränderungen über die Zeit zu finden (Modell 3), die sich statistisch bestätigen ließen. Die sozialstrukturellen Merkmale der Befragten sowie andere Einstellungen weisen über alle Länder hinweg betrachtet die erwarteten Effekte auf (Modell 4 und 5). Für die Variablen, welche die soziale Position eines Individuums in der Gesellschaftshierarchie beschreiben, kann festgehalten werden, dass von Besserverdienenden, Höhergebildeten und denjenigen, die sich selbst als in der sozialen Rangordnung weiter oben einstufen, soziale Ungleichheit weniger abgelehnt wird als von jenen, die weniger verdienen, weniger gebildet sind und sich eher in den unteren sozialen Schichten verordnen. Hinter diesen sozialstrukturell verankerten Haltungen stehen gruppenspezifische Interessen, die eigene Situation mit entsprechenden Äußerungen jeweils zu verbessern. Demnach profitieren Höhergestellte stärker von einer ungleichen Wohlstandverteilung und wenig sozialer Umverteilung, durch die wenig von ihrem Reichtum weggenommen wird, während Niedriggestellte von egalisierenden Umverteilungsmaßnahmen und geringer sozialer Ungleichheit größeren Nutzen ziehen. Ähnlich verhält es sich hinsichtlich des Erwerbsstatus. Während Selbständige soziale Ungleichheit eher befürworten, lehnen sie Arbeitslose als Nutznießer egalisierender Maßnahmen und Umverteilungsprozesse eher ab. Hinsichtlich Alter und Geschlecht findet sich kein einheitlicher Effekt. Dies ist darauf zurückzuführen, dass möglicherweise starke Interaktionseffekte mit den Einstellungen vorliegen (Modell 5), die aber hier nicht weiter verfolgt werden sollen. Interessant ist wiederum, dass dieses Modell mit sozialstrukturellen Merkmalen und Einstellungen bereits 34 Prozent der Variation der Ablehnung von sozialer Ungleichheit erklärt, während die wohlfahrtsstaatlichen Regimes für sich genommen nur 6 Prozent aufklären.

Tab. 35: Ablehnung sozialer Ungleichheit in Wohlfahrtsregimes (OLS-Regression, ISSP)

 

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

Wohlfahrtsregime

       

Ref. Lib.

       

Konservativ

0.384***

0.385***

0.392***

  

0.191***

0.645***

 

(25.115)

(25.010)

(15.343)

  

(8.549)

(4.105)

Sozialdemokratisch

0.147***

0.149***

0.141***

  

0.227***

0.106

 

(8.651)

(8.690)

(5.332)

  

(10.383)

(0.703)

Mediterran

0.727***

0.731***

0.752***

  

0.375***

0.559***

 

(38.155)

(36.852)

(28.238)

  

(15.023)

(3.368)

1992

 

0.014

0.030

  

0.004

0.106

  

(0.962)

(1.296)

  

(0.208)

(0.749)

1992*Konservativ

  

-0.035

  

0.063**

-0.355

   

(0.978)

  

(2.073)

(1.638)

1992*Sozialdemokratisch

  

0.025

  

0.099***

0.127

   

(0.622)

  

(2.963)

(0.495)

1992*Mediterran

  

-0.067

  

0.009

-0.298

   

(1.608)

  

(0.239)

(1.130)

1987

 

0.011

0.010

  

0.062***

0.283**

  

(0.672)

(0.430)

  

(3.297)

(2.116)

1987*Konservativ

  

0.021

  

0.024

-0.507**

   

(0.542)

  

(0.738)

(2.217)

1987*Sozialdemokratisch

  

0.005

  

-0.175***

-0.405*

   

(0.124)

  

(5.086)

(1.730)

Sozialstruktur. Merkmale

       

Geschlecht (Frauen=1)

   

0.023*

-0.041***

-0.038***

-0.044

    

(1.891)

(3.865)

(3.605)

(1.514)

Alter (in Jahren)

   

-0.000

-0.001***

0.000

-0.002*

    

(0.949)

(2.927)

(0.748)

(1.664)

Haushaltsgröße

   

-0.024***

-0.016***

-0.027***

-0.019

    

(4.813)

(3.675)

(6.327)

(1.626)

Rel. Einkommen

   

-0.127***

-0.088***

-0.138***

-0.169***

    

(11.820)

(9.330)

(14.266)

(8.050)

Kein Einkommen

   

-0.022

0.013

0.011

0.009

    

(1.163)

(0.796)

(0.702)

(0.550)

Bildung (Jahre)

   

-0.058***

-0.036***

-0.026***

-0.018***

    

(28.915)

(21.078)

(14.458)

(3.378)

Unten-Oben-Skala

   

-0.100***

-0.041***

-0.037***

-0.035***

    

(25.009)

(11.601)

(10.290)

(9.462)

Selbständig

   

-0.183***

-0.100***

-0.108***

-0.078*

    

(8.365)

(5.524)

(5.980)

(1.694)

Arbeitslos

   

0.149***

0.067**

0.027

-0.046

    

(4.718)

(2.354)

(0.943)

(0.604)

Nicht Erwerbstätig

   

-0.024

0.013

-0.029**

-0.030**

    

(1.642)

(0.987)

(2.272)

(2.274)

Bew. Einkommensungl.

    

0.464***

0.439***

0.438***

     

(74.864)

(68.490)

(67.640)

Konflikt Arm/Reich

    

0.137***

0.162***

0.159***

     

(19.254)

(22.068)

(21.459)

       

+ Int.

Konstante

-0.272***

-0.281***

-0.285***

1.232***

-1.483***

-1.764***

-1.814***

 

(29.698)

(21.929)

(17.280)

(30.017)

(30.173)

(33.999)

(16.365)

Fälle

24113

24113

24113

24113

24113

24113

24113

R-Quadrat

0.063

0.063

0.063

0.118

0.345

0.361

0.367

Datenbasis: ISSP, westliche Länder (ohne Ostdeutschland); OLS-Regression mit robusten Schätzern; eigene Berechnung.
Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: Italien 1987, Kanada 1992, Schweden 1992.
*** sign. p ≤ 0.01; ** sign. p ≤ 0.05; * sign. p ≤ 0.10; T-Werte in Klammern.

↓163

Unter Kontrolle individueller Strukturmerkmale werden auch zeitliche Unterschiede zwischen den Wohlfahrtsregimes signifikant, die allerdings im Vergleich zu den Haupteffekten der Regimes eher gering sind (Modell 6). Hervorgehoben werden kann jedoch, dass in diesem entscheidenden Modell, das sozialstrukturelle Merkmale der Individuen kontrolliert, im sozialdemokratischen Regime soziale Ungleichheit nun insgesamt deutlich stärker abgelehnt wird und nur 1987 (Niederlande) weniger. Unter Kontrolle von Interaktionseffekten bleiben die Haupteffekte der Regimes mit Ausnahme des sozialdemokratischen Arrangements erhalten. Ohne darauf im einzelnen weiter eingehen zu wollen, scheinen es vor allem die älteren in diesem Regime zu sein, welche soziale Ungleichheit ideologisch weniger befürworten und damit den vorher signifikanten einheitlichen Regimeeffekt absorbieren.

Auch die bei der Einschätzung zur Notwendigkeit von sozialer Ungleichheit deskriptiv gefundenen Unterschiede zwischen den wohlfahrtsstaatlichen Typen sind in der multivariaten Analyse signifikant (vgl. Tab. 36), d.h. Personen im liberalen Typus finden, dass soziale Ungleichheit insgesamt stärker notwendig ist, als jene in den anderen Regimes (Modell 1). Dies bleibt auch unter Kontrolle der Zeit (Modell 2) und der Interaktion mit der Zeit weitgehend stabil (Modell 3). In zeitlicher Perspektive kann festgehalten werden, dass die Vorstellung, dass soziale Ungleichheit zum Wohl einer Gesellschaft notwendig sei, über alle Regimes abgenommen hat. Die deskriptiven Unterschiede zwischen den Regimes über die Zeit können weitgehend bestätigt werden. Die sozialstrukturellen Merkmale der Befragten erklären ebenso wie die Wohlfahrtsregime nur 2 bis 3 Prozent der Varianz (Modell 4), während die Bewertung der Einkommensungleichheit im Land und die Einschätzung der Konflikte zwischen Armen und Reichen als subjektive Einstellungen für einen Zuwachs der Modellanpassung um 12 Prozent sorgen (Modell 5). Die individuellen Merkmale zeigen auch einen überraschenden Befund: Während die subjektive Selbsteinstufung den erwarteten Effekt beinhaltet, dass Personen, die sich in der Gesellschaftshierarchie höher einstufen, soziale Ungleichheit für stärker notwendig erachten, verläuft der Effekt in Bezug auf die Einkommensposition und die Bildung gegenläufig. Demnach finden Personen mit höherem Einkommen und höherer Bildung soziale Ungleichheit weniger notwendig als solche mit geringerem Einkommen und weniger Bildung. Vermutlich ist dies damit zu erklären, dass die Einschätzung, soziale Ungleichheit sei notwendig, weniger von der tatsächlichen Position abhängt, die es eher erlaubt, soziale Ungleichheit gönnerhaft für weniger notwendig zu erachten, als vielmehr von der wahrgenommenen eigenen Position, die von der tatsächlichen abweichen kann und auch all jene umfasst, die gerne oben stehen würden und sich selbst oben stehend sehen. Von letzteren wäre tatsächlich eine stärkere Einschätzung der Notwendigkeit sozialer Ungleichheit zu erwarten, die den Aufstiegsbestrebungen im Sinne einer wünschbaren Self-Fulfilling-Prophecy entgegenkäme. Ohne dies hier jedoch weiter verfolgen zu können, müssten in diesem Zusammenhang Interaktionseffekte angenommen und genauer untersucht werden. Des Weiteren finden Frauen aufgrund der ihnen gesellschaftlich zugeschriebenen Rolle, die eine stärkere Orientierung an sozialen und reproduktiven Aufgaben vorsieht, soziale Ungleichheit für weniger notwendig. Mit zunehmendem Alter wird sie dagegen für notwendiger erachtet, was vermutlich auf die Prägung im leistungs- und konkurrenzbezogenen Erwerbsleben zurückgeführt werden kann. Diese beiden Struktureffekte bleiben in allen weiteren Modellen relativ stabil.

Tab. 36: Notwendigkeit sozialer Ungleichheit in Wohlfahrtsregimes (OLS-Regression, ISSP)

 

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

Wohlfahrtsregime

       

Ref. Liberal

       

Konservativ

-0.248***

-0.225***

-0.224***

  

-0.120***

0.178

 

(16.540)

(14.865)

(8.863)

  

(4.956)

(1.035)

Sozialdemokratisch

-0.233***

-0.212***

-0.106***

  

-0.112***

-0.100

 

(13.976)

(12.556)

(4.028)

  

(4.764)

(0.606)

Mediterran

-0.246***

-0.183***

-0.242***

  

-0.040

0.531***

 

(11.378)

(8.184)

(8.329)

  

(1.362)

(2.670)

1992

 

0.064***

0.057**

  

0.024

-0.211

  

(4.332)

(2.534)

  

(1.138)

(1.361)

1992*Konservativ

  

-0.001

  

-0.017

0.156

   

(0.017)

  

(0.504)

(0.630)

1992*Sozialdemokratisch

  

-0.129***

  

-0.113***

-0.347

   

(3.117)

  

(3.110)

(1.268)

1992*Mediterran

  

0.216***

  

0.217***

0.018

   

(4.559)

  

(4.742)

(0.057)

1987

 

0.159***

0.186***

  

0.092***

0.003

  

(10.282)

(8.674)

  

(4.565)

(0.020)

1987*Konservativ

  

0.017

  

0.053

0.203

   

(0.431)

  

(1.453)

(0.799)

1987*Sozialdemokratisch

  

-0.241***

  

-0.199***

-0.196

   

(5.983)

  

(5.431)

(0.769)

Sozialstruktur. Merkmale

       

Geschlecht (Frauen=1)

   

-0.103***

-0.074***

-0.077***

-0.077**

    

(8.236)

(6.343)

(6.630)

(2.420)

Alter (in Jahren)

   

0.003***

0.004***

0.003***

0.003**

    

(6.181)

(8.940)

(7.959)

(2.559)

Haushaltsgröße

   

0.006

0.004

-0.002

0.020

    

(1.139)

(0.811)

(0.421)

(1.547)

Rel. Einkommen

   

-0.024**

-0.037***

-0.028***

-0.086***

    

(2.144)

(3.509)

(2.598)

(3.579)

Kein Einkommen

   

0.022

0.008

0.002

0.005

    

(1.159)

(0.454)

(0.086)

(0.272)

Bildung (Jahre)

   

-0.006***

-0.021***

-0.021***

-0.022***

    

(2.873)

(10.866)

(10.398)

(3.824)

Unten-Oben-Skala

   

0.080***

0.045***

0.042***

0.041***

    

(19.408)

(11.175)

(10.122)

(9.775)

Selbständig

   

0.103***

0.045**

0.026

-0.031

    

(4.888)

(2.308)

(1.343)

(0.595)

Arbeitslos

   

-0.074**

-0.021

-0.015

-0.063

    

(2.108)

(0.622)

(0.452)

(0.795)

Nicht Erwerbstätig

   

0.035**

0.007

0.020

0.023

    

(2.318)

(0.480)

(1.379)

(1.525)

Bew. Einkommensungl.

    

-0.359***

-0.355***

-0.349***

     

(55.087)

(52.487)

(50.857)

Konflikt Arm/Reich

    

0.066***

0.052***

0.052***

     

(8.278)

(6.258)

(6.113)

       

+ Int.

Konstante

0.232***

0.149***

0.140***

-0.403***

1.173***

1.271***

1.245***

 

(26.515)

(11.677)

(8.575)

(9.375)

(21.264)

(21.654)

(10.285)

Fälle

24113

24113

24113

24113

24113

24113

24113

R-Quadrat

0.016

0.020

0.023

0.026

0.149

0.160

0.170

Datenbasis: ISSP, westliche Länder (ohne Ostdeutschland); OLS-Regression mit robusten Schätzern; eigene Berechnung.
Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: Italien 1987, Kanada 1992, Schweden 1992.
*** sign. p ≤ 0.01; ** sign. p ≤ 0.05; * sign. p ≤ 0.10; T-Werte in Klammern.

↓164

Die beiden Einstellungsvariablen erklären wiederum deutlich mehr. Zum einen kann gezeigt werden, dass die Notwendigkeit sozialer Ungleichheit mit zunehmend höher bewerteter Einkommensungleichheit im Land weniger befürwortet wird. Im Gegensatz dazu ist der Effekt der Einschätzung der Konflikte im Land unerwartet. Demnach wird soziale Ungleichheit für notwendiger erachtet, je mehr Konflikte zwischen Armen und Reichen wahrgenommen werden. Ein erster Blick auf das Modell mit Interaktionen legt nahe, dass sich hinter diesem Befund vermutlich landesspezifisch unterschiedliche Interaktionseffekte verbergen, die allerdings hier nicht weiter verfolgt werden sollen. Unter Kontrolle dieser Strukturvariablen bleiben mit Ausnahme des mediterranen Typus die Effekte der Wohlfahrtsregime stabil (Modell 6). Allerdings gehen die Haupteffekte bei Kontrolle von Interaktionseffekten weitgehend verloren bzw. werden von diesen absorbiert.

Diskussion

Bei den beiden Einstellungen der Ablehnung und Notwendigkeit von sozialer Ungleichheit ergeben sich aus zusammenfassender Betrachtung Unterschiede zwischen den wohlfahrtsstaatlichen Regimes, die gerechtigkeitstheoretisch erklärt werden können. Hinsichtlich der Ablehnung von sozialer Ungleichheit können die Erwartungen mit Ausnahme des sozialdemokratischen Regimes 1987 als bestätigt angesehen werden. Demnach ist die Ablehnung in liberalen Regimes geringer als in konservativen, sozialdemokratischen und mediterranen Regimes. Im mediterranen Wohlfahrtstypus wird sie am stärksten abgelehnt. Im sozialdemokratischen Regime zeigt sich zumindest 1987 eine vergleichsweise geringe Ablehnung, die den Erwartungen nicht entspricht. Während sich in allen anderen Wohlfahrtstypen die 'Ungleichheitsideologie' des jeweiligen Regimes in den Einstellungen der Bevölkerung widerspiegelt, scheint in sozialdemokratischen Regimes umgekehrt zu gelten, dass etwas nicht abgelehnt werden muss, was der Wohlfahrtstaat gar nicht erst zulässt. Hinzu kommt ein sozialdemokratischer Alterseffekt, dass Ältere die Ideologie der Ablehnung von sozialer Ungleichheit stärker präferieren als Jüngere, was vielleicht auf einen geringfügigen Legitimationsverlust dieses Regimes gerade bei der jüngeren Generation hindeutet. Außerdem und insbesondere kann festgehalten werden, dass diese ideologischen Haltungen in allen Wohlfahrtsarrangements über die Zeit hinweg ziemlich stabil bleiben. Dies bestärkt die These einer stärkeren pfadabhängigen Verwurzelung ideologischer Haltungen. Dafür spricht vor allem auch, dass die Regimeeffekte nur wenig von Interaktionseffekten absorbiert werden und damit stärker als allgemein kulturell verankert gelten können, wie dies auch schon in Bezug auf die klassischen Gerechtigkeitsideologien bestätigt werden konnte (vgl.Wegener und Liebig, 1993;Wegener und Liebig, 1995). In Bezug auf die Einschätzung der Notwendigkeit sozialer Ungleichheit scheint dies allerdings nicht in demselben Maße zuzutreffen. Denn die Frage nach der Notwendigkeit von sozialer Ungleichheit ist - so die Annahme in dieser Studie - auch weniger eine Frage der grundsätzlichen ideologischen Haltung als vielmehr Resultat aktuellerer spontaner Einschätzung. Eine zeitliche Stabilität wie bei der ablehnenden Haltung war daher auch nicht zu erwarten.

10.2 Der Einfluss der Länder

↓165

Es muss nun wieder geprüft werden, inwieweit hinter diesen Effekten der Wohlfahrtsregimes nicht vielleicht ganz unterschiedliche Ländereinflüsse stehen. Zudem soll wiederum veranschaulicht werden, wie sich postkommunistische Länder in den Einstellungen zu sozialer Ungleichheit untereinander und von westlichen Ländern unterscheiden. Die beiden Einstellungen zu sozialer Ungleichheit (jeweils als Summenindex) werden deskriptiv in den beiden oberen Grafiken von Abb. 23 nach Ländern unterschieden und in der Länderrangfolge angeordnet. Danach ist die Ablehnung in Portugal mit Abstand am größten, gefolgt von Bulgarien und Ostdeutschland, während sie in den Vereinigten Staaten, dann der Schweiz und Australien am geringsten ist. Dagegen wird soziale Ungleichheit in Polen, den Vereinigten Staaten und Australien am stärksten für notwendig befunden, während sie in Lettland, der Slowakei und Bulgarien am wenigsten für erforderlich erachtet wird. Unabhängig von der Rangfolge im Einzelnen zeigt sich wiederum, was auch hinsichtlich der Wahrnehmung von Ungerechtigkeit festzustellen war, dass sich postkommunistische und westliche Länder in der Reihenfolge auch mischen. Einige osteuropäische Transformationsländer bewegen sich in Bezug auf den Grad der Zustimmung zu den Einstellungen durchaus auf dem Niveau der westlichen Länder.

Abb. 23: Ablehnung und Notwendigkeit sozialer Ungleichheit nach Ländern

Datenbasis: ISSP; eigene Berechnung. Summenindex der Variablen zu den Faktoren: Ablehnung (Skala von '-6' bis '+6') und Notwendigkeit (Skala von '-2 bis '+2').
Anmerkung: A (Österreich), AU (Australien), B (Bulgarien), CA (Kanada), CH (Schweiz), CZ (Tschech. Rep.), E (Spanien), EG (Ostdeutschland), F (Frankreich), H (Ungarn), I (Italien), LV (Lettland), N (Norwegen), NL (Niederlande), P (Portugal), PL (Polen), R (Russland), S (Schweden), SK (Slowak. Rep.), SL (Slowenien), UK (Großbritannien), US (USA), WG (Westdeutschland).

Ohne auf Veränderungen an dieser Stelle im Detail einzugehen, da sie in Abb. 24 genauer betrachtet werden, zeigen die beiden unteren Grafiken, dass sich in diesen zunächst statisch betrachteten Einstellungsunterschieden zwischen den Ländern auch sozialer Wandel innerhalb der Länder verbirgt. Dies ist insbesondere an der Änderung der Reihenfolge der Länder ersichtlich.

↓166

Werden zeitliche Veränderungen nach postkommunistischen und westlich-kapitalistischen Ländern getrennt betrachtet (vgl. Abb. 24), kann für westliche Länder zunächst festgehalten werden, dass sich die ablehnende Haltung zu sozialer Ungleichheit auch auf Länderebene nur wenig verändert. Die Länder innerhalb eines Wohlfahrtsregimes unterscheiden sich zwar in der Ablehnung von sozialer Ungleichheit untereinander, aber die zuvor festgestellte grundsätzliche Abfolge der Wohlfahrtsstaaten wird davon nicht sonderlich infrage gestellt (Grafik links oben). So ist innerhalb des mediterranen Regimes in Portugal die mit Abstand größte Ablehnung sozialer Ungleichheit zu finden, während sie in Spanien am vergleichsweise geringsten ist. Bei den konservativen Regimes zeichnet sich Frankreich durch die stärkste Ablehnung im Vergleich zu Österreich (gefallen von 1987 auf 1999) und Westdeutschland aus. Im sozialdemokratischen Wohlfahrtstyp weist Norwegen die stärkste Ungleichheitsablehnung und die Niederlande die zuletzt geringste auf. Im liberalen Regime fällt vor allem Großbritannien mit einer vergleichsweise starken Ablehnung sozialer Ungleichheit etwas aus dem Rahmen.

Abb. 24: Ablehnung und Notwendigkeit sozialer Ungleichheit nach Ländern in Ost und West in zeitlicher Entwicklung

Datenbasis: ISSP; eigene Berechnung. Summenindex der Variablen zu den Faktoren: Ablehnung (Skala von '-6' bis '+6') und Notwendigkeit (Skala von '-2 bis '+2').
Anmerkung: A (Österreich), AU (Australien), B (Bulgarien), CA (Kanada), CH (Schweiz), CZ (Tschech. Rep.), E (Spanien), EG (Ostdeutschland), F (Frankreich), H (Ungarn), I (Italien), LV (Lettland), N (Norwegen), NL (Niederlande), P (Portugal), PL (Polen), R (Russland), S (Schweden), SK (Slowak. Rep.), SL (Slowenien), UK (Großbritannien), US (USA), WG (Westdeutschland).

Ein erster Blick auf die Ablehnung von sozialer Ungleichheit in postkommunistischen Ländern zeigt, dass sich diese augenscheinlich über die Zeit stärker verändert als im Westen (Grafik links unten). Da sich Transformationsländer durch stärkeren sozialen Wandel auf Makroebene auszeichnen, ist ein entsprechender Wandel auf Mikroebene und damit auch von Einstellungen der Bevölkerung zu erwarten gewesen. Die zeitliche Instabilität von Einstellungen und Ideologien ist angesichts einer sich permanent wandelnden und normativ noch nicht langfristig prägenden Makrostruktur verständlich. Soziale Ungleichheit wird im Zuge fortschreitender Transformationsprozesse mit Ausnahme von Bulgarien und Ostdeutschland in allen Transformationsländern zunehmend abgelehnt. Die durch den Systemwechsel bedingte Etablierung und Radikalisierung eines vorher nicht gekannten Ungleichheitssystems scheint die zunehmend ablehnende Haltung zu provozieren. Bulgarien, das erst verzögert und nur graduell mit dem Umbau der Gesellschaft begonnen hat, gehört zwar zu den Ländern, in denen die Ablehnung insgesamt am höchsten ist, zeichnet sich jedoch durch eine unerwartet leicht rückläufig ablehnende Haltung zum neuen Ungleichheitssystem aus, die nicht erklärt werden kann. Im Kreise der Transformationsländer geht die Ablehnung von sozialer Ungleichheit auch in Ostdeutschland vergleichsweise leicht zurück. Soziale Ungleichheit wird zwar in Ostdeutschland auch über die Zeit hinweg erheblich stärker als in Westdeutschland abgelehnt, die Ablehnung geht jedoch zurück, was vielleicht auf Annäherungsprozesse der beiden Landesteile Deutschlands hindeutet. Wird die Rangfolge der Länder betrachtet ergibt sich teilweise der erwartete Befund, wonach die Ablehnung sozialer Ungleichheit in Ländern, die aufgrund des Transformationsverlaufs und -erfolgs wirtschaftlich und gesellschaftlich besser entwickelt sind, geringer ist als in Ländern, die sich weniger erfolgreich und langsamer entfalten. Unter diesem Blickwinkel fallen insbesondere Polen und Ostdeutschland mit einer diesbezüglich relativ stark ablehnenden Haltung gegenüber sozialer Ungleichheit auf. Trotz des durchaus beachtlichen Transformationserfolges in Polen, der steigenden wirtschaftlichen Prosperität und der vergleichsweise geringen tatsächlichen Einkommensungleichheit wird soziale Ungleichheit wie im angrenzenden Ostdeutschland relativ stark abgelehnt. Möglicherweise liegt dies einerseits an der relativ starken geografischen Nähe zu westlichen Ländern (insbesondere Ostdeutschland und der erwerbsbezogenen grenzüberschreitenden Mobilität) und andererseits daran, dass soziale Ungleichheit im Vergleich zu Ungarn bereits vor dem Systemwechsel (1987) stark abgelehnt wurde und sich dieses nach dem Systemwechsel fortsetzt.

↓167

Wird der Blick auf die Einschätzung der Notwendigkeit sozialer Ungleichheit gerichtet (rechte Grafiken) zeigt sich in westlichen wie östlichen Ländern ein stärkerer Wandel über die Zeit als bei der Ablehnung. Möglicherweise liegt dies - wie angenommen - an der vergleichsweise konkreteren und weniger 'ideologischen' Verfasstheit dieser Einstellung, die einen stärkeren Wandel dieser Haltung eher begünstigt. Unter den westlichen Ländern wird in den Vereinigten Staaten und Westdeutschland soziale Ungleichheit am vergleichsweise notwendigsten für den Wohlstand eines Landes eingeschätzt, während in Frankreich und Österreich soziale Ungleichheit am wenigsten für notwendig erachtet wird. Auffällig ist hinsichtlich der Wohlfahrtstypologie, dass die Länder der einzelnen Regimes keinen einheitlichen konsistenten Effekt aufzuweisen scheinen, dass die zugeordneten Länder innerhalb eines Regimes sich also stark in der Einstellung unterscheiden. Ferner kann festgestellt werden, dass in zeitlicher Hinsicht in den Vereinigten Staaten, Westdeutschland und vor allem in Italien, also in den Ländern, in denen ohnehin schon soziale Ungleichheit am notwendigsten erachtet wird, auch noch ein zeitlich zunehmender Anstieg in der Einstellung in dem Sinne zu finden ist, dass soziale Ungleichheit für das Wohl des Landes zunehmend für notwendig erachtet wird. In den meisten anderen Ländern dagegen wird soziale Ungleichheit immer weniger für notwendig gehalten.

In postkommunistischen Ländern wird mit Ausnahme Ostdeutschlands soziale Ungleichheit über die Zeit hinweg immer weniger für notwendig erachtet. Besonders deutlich fällt dieser Trend in Russland, der slowakischen und der tschechischen Republik aus. Im Vergleich der postkommunistischen Länder wird soziale Ungleichheit in Polen, Ostdeutschland und Slowenien noch am stärksten für notwendig empfunden, während sie in der Slowakei, Bulgarien und Russland am wenigsten erforderlich erachtet wird. Die Slowakei, die zwar mit Rückschlägen im Transformationsprozess zu kämpfen hatte, aber dennoch als relativ erfolgreiches Transformationsland gelten kann, fällt in dieser Einstellung unerwartet aus dem Rahmen. Besonders interessant ist die Situation für Polen und Ungarn, für die Daten auch vor dem Systemwechsel zur Verfügung stehen. Demnach wird bereits in der Zeit vor dem Systemwechsel soziale Ungleichheit deutlich stärker für den Wohlstand notwendig erachtet als danach. Für Polen ist der Wert von 1987 sogar positiv. Das heißt, hier ist als einzigem Land sogar eine explizite Zustimmung zur Notwendigkeit sozialer Ungleichheit vorhanden, was vielleicht als frühzeitig sich ankündigende prowestliche Einstellung gedeutet werden kann. Freilich ist damit Polen in der sozialistischen Zeit im Hinblick auf beide Einstellungen der Bürger durch eine Art Bewusstseinsspaltung geprägt. Einerseits wird soziale Ungleichheit konform mit der offiziellen sozialistischen Ideologie stark abgelehnt, aber andererseits wird soziale Ungleichheit als notwendig für das Gesamtwohl empfunden. Im Vergleich zu Polen wird in Ungarn vor dem Systemwechsel soziale Ungleichheit sowohl weniger abgelehnt als auch stärker für nötig befunden, wenngleich letzteres nicht in der Deutlichkeit wie in Polen ausfällt. In der Zeit des Sozialismus erscheinen diese Länder damit (teilweise) 'westlicher' in den Einstellungen zur sozialen Ungleichheit als der Westen selbst, was sich freilich nach dem Systemwechsel ändert: Während in Ungarn soziale Ungleichheit bei nur geringer Ablehnung immer weniger für notwendig erachtet wird, verstärkt sich die soziale Ungleichheit ablehnende Haltung in Polen leicht und soziale Ungleichheit wird ebenso weniger für nötig befunden.

Werden diese deskriptiven Ergebnisse der multivariaten Kontrolle unterzogen, kann für die Ablehnung von sozialer Ungleichheit festgehalten werden (vgl. Tab. 37), dass unter den westlichen Ländern nur in Kanada und der Schweiz soziale Ungleichheit weniger als in den Vereinigten Staaten abgelehnt wird, während die Bevölkerung in allen anderen westlichen Ländern soziale Ungleichheit vergleichsweise stärker überwinden möchte. In Ländern des sozialdemokratischen Wohlfahrtsregimes wird soziale Ungleichheit etwas stärker und in Ländern des konservativen und mediterranen Typs wird sie erheblich stärker abgelehnt (Modell 1). Ferner ist zu erkennen, dass in postkommunistischen Ländern die Ablehnung ähnlich wie in Westdeutschland insgesamt stärker als in den USA ist. Die Transformationsländer unterscheiden sich jedoch diesbezüglich deutlich untereinander (Modell 2). Während Ungarn den Vereinigten Staaten im Ablehnungsniveau am nächsten kommt, ist sie in allen anderen Ländern des Ostens deutlich höher. An die starke Ablehnung in Portugal kommt jedoch kein osteuropäisches Land heran.

↓168

Tab. 37: Ablehnung sozialer Ungleichheit in Ländern (OLS-Regression, ISSP)

 

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

Land und Zeit

      

Ref. USA

      

USA 92

  

0.012

 

-0.088**

-0.489*

   

(0.278)

 

(2.345)

(1.766)

USA 87

  

-0.010

 

0.062*

-0.090

   

(0.225)

 

(1.727)

(0.335)

Großbritannien

0.230***

0.230***

0.204***

 

0.020

-0.294

 

(9.028)

(9.027)

(4.376)

 

(0.502)

(0.944)

Großbritannien 92

  

0.060

 

0.018

0.181

   

(1.303)

 

(0.487)

(0.488)

Großbritannien 87

  

0.016

 

0.083**

0.600

   

(0.341)

 

(2.210)

(1.643)

Australien

-0.022

-0.022

0.008

 

0.009

-0.352

 

(0.958)

(0.958)

(0.177)

 

(0.234)

(1.226)

Australien 92

  

-0.047

 

0.034

-0.048

   

(1.240)

 

(1.070)

(0.197)

Australien 87

  

-0.026

 

0.051

0.261

   

(0.645)

 

(1.558)

(1.083)

Kanada

-0.089**

-0.089**

-0.089*

 

0.015

-1.076***

 

(2.341)

(2.340)

(1.879)

 

(0.363)

(3.784)

Schweiz

-0.061

-0.061

-0.061

 

-0.053

-0.173

 

(1.340)

(1.340)

(1.137)

 

(1.208)

(0.641)

Westdeutschland

0.358***

0.358***

0.291***

 

0.226***

0.393

 

(14.497)

(14.495)

(5.927)

 

(5.325)

(1.340)

Westdeutschland 92

  

0.120***

 

0.017

-0.439*

   

(2.736)

 

(0.462)

(1.761)

Westdeutschland 87

  

0.025

 

-0.010

-0.332

   

(0.480)

 

(0.225)

(1.185)

Österreich

0.461***

0.461***

0.382***

 

0.208***

-0.010

 

(17.087)

(17.085)

(7.794)

 

(4.987)

(0.032)

Österreich 92

  

0.023

 

0.081*

-0.059

   

(0.455)

 

(1.904)

(0.176)

Österreich 87

  

0.236***

 

0.140***

-0.075

   

(4.567)

 

(3.194)

(0.225)

Frankreich

0.494***

0.494***

0.494***

 

0.159***

-0.031

 

(14.551)

(14.550)

(11.240)

 

(4.237)

(0.110)

Schweden

0.178***

0.178***

0.178***

 

0.171***

-0.167

 

(4.925)

(4.925)

(3.904)

 

(4.627)

(0.661)

Norwegen

0.187***

0.187***

0.151***

 

0.296***

-0.475*

 

(7.240)

(7.240)

(3.537)

 

(8.204)

(1.895)

Norwegen 92

  

0.068*

 

0.037

0.345

   

(1.780)

 

(1.172)

(1.640)

Niederlande

0.178***

0.178***

0.179***

 

0.107***

-0.550**

 

(5.309)

(5.309)

(4.091)

 

(2.970)

(2.194)

Italien

0.738***

0.738***

0.738***

 

0.399***

0.022

 

(22.726)

(22.723)

(17.227)

 

(10.265)

(0.084)

Spanien

0.510***

0.510***

0.510***

 

0.379***

-0.141

 

(15.993)

(15.991)

(12.031)

 

(9.825)

(0.548)

Portugal

1.030***

1.030***

1.031***

 

0.385***

0.058

 

(29.960)

(29.957)

(23.257)

 

(9.402)

(0.215)

Transformation (Ref. Tschech.)

0.372***

0.338***

0.390***

 

0.155***

-0.142

 

(19.316)

(10.843)

(8.735)

 

(3.978)

(0.494)

Tschech. Rep. 92

  

-0.203***

 

0.022

-0.170

   

(3.464)

 

(0.424)

(0.475)

Ostdeutschland

 

0.381***

0.261***

 

0.165***

0.133

  

(10.828)

(5.092)

 

(3.744)

(0.406)

Ostdeutschland 92

  

0.105**

 

-0.036

-0.374

   

(2.073)

 

(0.813)

(1.192)

Slowak. Rep.

 

0.146***

0.140***

 

0.019

-0.149

  

(3.648)

(2.970)

 

(0.434)

(0.445)

Slowak. Rep. 92

  

-0.182***

 

-0.015

-0.273

   

(2.772)

 

(0.244)

(0.583)

Ungarn

 

-0.341***

-0.288***

 

-0.571***

0.201

  

(11.346)

(6.537)

 

(14.283)

(0.674)

Ungarn 92

  

-0.038

 

0.136***

-0.573*

   

(0.878)

 

(3.419)

(1.959)

Ungarn 87

  

-0.187***

 

0.162***

-0.355

   

(4.882)

 

(4.536)

(1.400)

Polen

 

0.296***

0.317***

 

0.206***

0.292

  

(8.627)

(7.311)

 

(5.486)

(1.018)

Polen 92

  

-0.124***

 

-0.031

-0.032

   

(2.800)

 

(0.842)

(0.112)

Slowenien

 

0.206***

0.209***

 

0.170***

-0.290

  

(6.021)

(4.828)

 

(4.426)

(0.985)

Slovenien 92

  

-0.108**

 

-0.109***

-0.024

   

(2.441)

 

(2.742)

(0.084)

Bulgarien

 

0.313***

0.262***

 

-0.006

-0.279

  

(6.308)

(5.040)

 

(0.136)

(0.799)

Lettland

 

0.057

0.006

 

-0.173***

-0.525*

  

(1.350)

(0.142)

 

(4.237)

(1.739)

Russland

 

0.178***

0.245***

 

-0.141***

-0.664**

  

(4.796)

(5.484)

 

(3.429)

(2.244)

Russland 92

  

-0.257***

 

0.042

0.789**

   

(4.770)

 

(0.854)

(2.537)

Sozialstruktur. Merkmale

      

Geschlecht (Frauen=1)

   

-0.050***

-0.046***

0.025

    

(5.672)

(5.283)

(0.436)

Alter (in Jahren)

   

0.001***

0.002***

-0.006***

    

(2.854)

(5.228)

(3.158)

Haushaltsgröße

   

-0.024***

-0.024***

-0.027

    

(6.898)

(6.602)

(1.285)

Rel. Einkommen

   

-0.136***

-0.144***

-0.117***

    

(16.600)

(17.051)

(3.488)

Kein Einkommen

   

-0.021

-0.029**

-0.020

    

(1.448)

(1.996)

(1.408)

Bildung (Jahre)

   

-0.043***

-0.036***

-0.041***

    

(29.001)

(22.722)

(3.587)

Unten-Oben-Skala

   

-0.026***

-0.040***

-0.036***

    

(9.415)

(13.634)

(12.065)

Selbständig

   

-0.156***

-0.145***

-0.055

    

(9.950)

(9.414)

(0.556)

Arbeitslos

   

0.076***

0.028

-0.073

    

(3.635)

(1.355)

(0.369)

Nicht Erwerbstätig

   

-0.014

-0.038***

-0.042***

    

(1.279)

(3.468)

(3.705)

Bew. Einkommensungl.

   

0.413***

0.394***

0.397***

    

(78.897)

(71.191)

(71.559)

Konflikt Arm/Reich

   

0.123***

0.164***

0.164***

    

(21.939)

(28.004)

(28.013)

      

+ Int.

Konstante

-0.308***

-0.308***

-0.308***

-1.350***

-1.530***

-1.193***

 

(17.789)

(17.787)

(9.369)

(32.236)

(29.895)

(5.831)

Fälle

38637

38637

38637

38637

38637

38637

R-Quadrat

0.048

0.074

0.078

0.280

0.315

0.330

Datenbasis: ISSP; OLS-Regression mit robusten Schätzern; eigene Berechnung.
Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: Italien 1987, Polen 1987, Kanada 1992, Schweden 1992, Bulgarien 1992.
*** sign. p ≤ 0.01; ** sign. p ≤ 0.05; * sign. p ≤ 0.10; T-Werte in Klammern.

Die stärkste Ablehnung von sozialer Ungleichheit findet sich in Ostdeutschland, da Bulgarien 1992 aufgrund fehlender Variablen aus diesen Analysen ausgeschlossen werden musste. Werden die zeitlichen Veränderungen näher betrachtet, können die bereits deskriptiv veranschaulichten Unterschiede als signifikant bestätigt werden. Danach ist deutlich zu sehen, dass in postkommunistischen Ländern mehr zeitliche Veränderungen gefunden werden als in westlichen Ländern, in denen die ablehnende Haltung weitgehend zeitlich stabil bleibt (Modell 3). Werden nur individuelle Strukturmerkmale und andere Einstellungen der befragten Personen kontrolliert, ist festzustellen, dass diese allein bereits 28 Prozent der Varianz in der Ablehnung von sozialer Ungleichheit erklären (Modell 4), während Länder und Zeit nur knappe 8 Prozent in der Modellanpassung ausmachen. Unter den individuellen Strukturmerkmalen tragen Bildung und die Einkommensposition der Befragten am stärksten zur Erklärung der Ungleichheitsablehnung bei. Mit zunehmendem Einkommen und längerer Bildung wird soziale Ungleichheit weniger abgelehnt. Ebenso verhält sich der Effekt der subjektiven Selbsteinschätzung der Befragten in der Gesellschaftshierarchie. Dahinter stehen die bekannten Motive des Eigeninteresses, die mit diesen sozialen Positionen verknüpft sind. Entgegen den Erwartungen lehnen Frauen soziale Ungleichheit weniger ab als Männer und mit zunehmendem Alter wird sie stärker als verzichtenswert erachtet. Dies widerspricht früheren Befunden, wonach Frauen aufgrund ihrer zumindest zugeschriebenen besseren sozialen Kompetenzen eher ablehnend zu sozialer Ungleichheit eingestellt sind als Männer. Den größten Erklärungsbeitrag liefert erwartungsgemäß die Einstellung der Bewertung der sozialen Ungleichheit im jeweiligen Land in dem Sinne, dass soziale Ungleichheit stärker abgelehnt wird, je höher sie tatsächlich eingeschätzt wird. Zwar mit geringerem Erklärungsbeitrag aber in der erwarteten Richtung beeinflusst auch die Einschätzung sozialer Konflikte zwischen Armen und Reichen die Ablehnung von sozialer Ungleichheit positiv.

Unter Kontrolle der Strukturmerkmale der Befragten ändern sich die Länder-Zeit-Effekte teilweise (Modell 5). Danach unterscheiden sich Großbritannien und die USA nicht mehr voneinander und zeigen stattdessen auch einen gemeinsamen zeitlichen Effekt einer abnehmenden Ablehnung von sozialer Ungleichheit von 1987 auf 1999. Die Länder des liberalen Regimes unterscheiden sich also kaum noch. Auch die Länder des konservativen Arrangements unterscheiden sich unter Kontrolle der individuellen Merkmale kaum noch. Nur in Österreich 1987 wird soziale Ungleichheit vergleichsweise stärker abgelehnt, während sie in Frankreich am wenigsten abgelehnt wird. In den Ländern des sozialdemokratischen Regimes ist die Varianz in der ablehnenden Haltung gegenüber sozialer Ungleichheit etwas größer. In Schweden wird soziale Ungleichheit stärker als in den Niederlanden abgelehnt und in Norwegen sogar noch stärker. In den Ländern des mediterranen Typs ist die Ablehnung insgesamt am höchsten. In postkommunistischen Transformationsländern zeichnet sich unter Kontrolle von Strukturmerkmalen vor allem Polen, dann Ostdeutschland und Slowenien durch die stärkste Ablehnung von sozialer Ungleichheit aus, während soziale Ungleichheit in Ungarn sogar noch weniger als in den USA signifikant abgelehnt wird (mit zusätzlich abnehmender Tendenz!). Russland und Lettland unterscheiden sich in der Ablehnung nicht von den USA. Allerdings ist diese geringe Ablehnung angesichts der extrem wahrgenommenen Ungerechtigkeit vor allem in Russland erstaunlich. In Bulgarien, der Tschechischen und Slowakischen Republik ist die Ablehnung etwas stärker als in Russland und damit auch der USA. Werden Interaktionseffekte kontrolliert (Modell 6), verschwinden fast alle Länder-Zeit-Effekte und werden scheinbar durch landesspezifische Strukturvariablen kompensiert.

↓169

Die multivariate Analyse zur Einschätzung der Notwendigkeit sozialer Ungleichheit zeigt, dass in den Vereinigten Staaten im Vergleich der westlichen Länder und ohne Berücksichtigung zeitlicher Veränderungen soziale Ungleichheit am notwendigsten erachtet wird (Modell 1 in Tab. 38), gefolgt von Australien, Italien und dann Westdeutschland. Dagegen wird sie in Frankreich und Portugal am wenigsten notwendig für das Wohl des Landes empfunden. Deutlich weniger notwendig als in westlich-kapitalistischen Ländern wird sie allgemein und ohne Beachtung der Zeit auch in den postkommunistischen Transformationsländern empfunden. Innerhalb der osteuropäischen Transformationsländer wird sie in Polen noch vergleichsweise am stärksten für notwendig erachtet (Modell 2). Die Länder-Zeit-Unterschiede legen offen dar, dass sich diese Einschätzungen über den Zeitraum stark verändern (Modell 3). Während diese Effekte fast 8 Prozent an Varianz erklären, können Strukturmerkmale und andere Einstellungen mit über 13 Prozent auch bei dieser Einstellung einen deutlich größeren Beitrag leisten (Modell 4). Danach finden Frauen soziale Ungleichheit wie erwartet weniger notwendig als Männer und soziale Ungleichheit wird mit zunehmendem Alter für notwendiger erachtet. Unter den individuellen Merkmalen zur sozialen Position der Befragten im Hierarchiegefüge der Gesellschaft kann ein gegensätzlicher Effekt hinsichtlich der tatsächlichen und der wahrgenommenen Position festgestellt werden. Während mit höherer Einkommensposition und Bildung soziale Ungleichheit entgegen den Erwartungen für weniger notwendig erachtet wird, gilt sie für Personen, die sich selbst als eher oben stehend einstufen, als erforderlicher. Vermutlich gilt auch hier, dass die wahrgenommene Position für das Motiv des Eigeninteresses, sich selbst damit besser stellen zu können, ausschlaggebender ist als der Effekt, dass Personen tatsächlich besser gestellt sind.

Hinsichtlich der Länder-Zeit-Effekte unter Kontrolle individueller Strukturvariablen ergeben sich wieder geringfügige Veränderungen (Modell 5). Während soziale Ungleichheit in den USA zu allen Zeitpunkten am notwendigsten erachtet wird, gilt sie in Österreich, gefolgt von Norwegen 1992 und Frankreich am wenigsten für notwendig. Eine Homogenität hinsichtlich der wohlfahrtsstaatlichen Regimes ist entgegen den Erwartungen nicht feststellbar. Unter den postkommunistischen Ländern unterscheiden sich die bereits relativ früh erfolgreichen Transformationsländer Polen und die Tschechische Republik 1992 nicht signifikant von den USA. Hier wird soziale Ungleichheit am notwendigsten erachtet. In Ungarn, Russland, Bulgarien und der Slowakei 1999 dagegen wird soziale Ungleichheit am wenigsten für erforderlich erachtet. Besonders auffällig ist, dass sich mit Ausnahme Ostdeutschlands die Einschätzung, dass soziale Ungleichheit notwendig sei, in allen postkommunistischen Ländern von 1992 auf 1999 erheblich verringert hat. Nach der in der frühen Transformationsphase herrschenden prowestlichen Euphorie in den Werthaltungen, die sich vielleicht als vorauseilender mentaler Transformationsvorschuss in der Form einer stärkeren Zustimmung zur Notwendigkeit sozialer Ungleichheit charakterisieren lässt, zeigt die Entwicklung sieben Jahre später, dass vermutlich aufgrund des nicht in kurzer Zeit zu erreichenden Transformationserfolgs eine deutliche Ernüchterung in der Notwendigkeitseinschätzung von sozialer Ungleichheit eingekehrt ist. Werden Interaktioneffekte der Länder mit den Strukturvariablen kontrolliert, verschwinden einige der Länder-Zeit-Effekte.

Tab. 38: Notwendigkeit sozialer Ungleichheit in Ländern (OLS-Regression, ISSP)

 

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

Land und Zeit

      

Ref. USA

      

USA 92

  

-0.105**

 

-0.060

-0.242

   

(2.561)

 

(1.537)

(0.835)

USA 87

  

0.146***

 

0.056

0.419

   

(3.701)

 

(1.443)

(1.516)

Großbritannien

-0.403***

-0.403***

-0.466***

 

-0.395***

-0.277

 

(16.764)

(16.762)

(10.313)

 

(9.219)

(0.864)

Großbritannien 92

  

-0.003

 

-0.019

-0.162

   

(0.076)

 

(0.462)

(0.432)

Großbritannien 87

  

0.217***

 

0.145***

-0.058

   

(4.889)

 

(3.604)

(0.158)

Australien

-0.148***

-0.148***

-0.272***

 

-0.320***

-0.246

 

(6.853)

(6.852)

(6.357)

 

(7.978)

(0.809)

Australien 92

  

0.133***

 

0.056*

-0.272

   

(3.548)

 

(1.657)

(1.020)

Australien 87

  

0.242***

 

0.146***

-0.099

   

(6.350)

 

(4.282)

(0.372)

Kanada

-0.442***

-0.442***

-0.421***

 

-0.396***

-0.903***

 

(11.634)

(11.632)

(9.140)

 

(9.105)

(2.922)

Schweiz

-0.382***

-0.382***

-0.361***

 

-0.454***

-0.435

 

(10.269)

(10.268)

(7.951)

 

(10.191)

(1.534)

Westdeutschland

-0.288***

-0.288***

-0.058

 

-0.118**

0.227

 

(12.125)

(12.124)

(1.199)

 

(2.495)

(0.717)

Westdeutschland 92

  

-0.328***

 

-0.240***

-0.579**

   

(7.298)

 

(5.527)

(2.034)

Westdeutschland 87

  

-0.158***

 

-0.145***

-0.309

   

(3.175)

 

(3.044)

(1.008)

Österreich

-0.553***

-0.553***

-0.659***

 

-0.583***

-0.236

 

(20.831)

(20.829)

(13.924)

 

(12.500)

(0.719)

Österreich 92

  

0.126**

 

0.087*

-0.300

   

(2.517)

 

(1.786)

(0.768)

Österreich 87

  

0.270***

 

0.303***

0.189

   

(5.063)

 

(5.730)

(0.508)

Frankreich

-0.639***

-0.639***

-0.618***

 

-0.472***

-0.942***

 

(20.498)

(20.495)

(15.223)

 

(12.057)

(3.303)

Schweden

-0.363***

-0.363***

-0.342***

 

-0.352***

-0.667**

 

(10.348)

(10.347)

(7.830)

 

(8.788)

(2.469)

Norwegen

-0.448***

-0.448***

-0.405***

 

-0.422***

-0.433

 

(17.729)

(17.727)

(9.864)

 

(10.889)

(1.621)

Norwegen 92

  

-0.042

 

-0.062*

-0.560**

   

(1.077)

 

(1.813)

(2.485)

Niederlande

-0.451***

-0.451***

-0.429***

 

-0.459***

-0.714***

 

(14.353)

(14.351)

(10.534)

 

(11.981)

(2.658)

Italien

-0.259***

-0.259***

-0.238***

 

-0.108**

0.004

 

(6.892)

(6.891)

(5.204)

 

(2.372)

(0.015)

Spanien

-0.424***

-0.424***

-0.403***

 

-0.295***

-0.084

 

(12.035)

(12.034)

(9.200)

 

(6.706)

(0.289)

Portugal

-0.635***

-0.635***

-0.614***

 

-0.423***

-0.085

 

(16.228)

(16.226)

(13.066)

 

(8.877)

(0.268)

Transformation (Ref. Tschech.)

-0.639***

-0.518***

-0.626***

 

-0.409***

-0.842***

 

(35.325)

(17.724)

(15.207)

 

(10.051)

(2.914)

Tschech. Rep. 92

  

0.515***

 

0.375***

0.343

   

(9.372)

 

(7.147)

(0.858)

Ostdeutschland

 

-0.189***

0.194***

 

0.123**

0.664**

  

(5.300)

(3.718)

 

(2.455)

(1.966)

Ostdeutschland 92

  

-0.388***

 

-0.325***

-0.338

   

(7.186)

 

(6.255)

(0.983)

Slowak. Rep.

 

-0.320***

-0.309***

 

-0.222***

-0.112

  

(8.537)

(7.262)

 

(5.318)

(0.374)

Slowak. Rep. 92

  

0.476***

 

0.362***

0.183

   

(7.498)

 

(5.663)

(0.386)

Ungarn

 

-0.156***

-0.342***

 

-0.330***

0.885***

  

(5.434)

(8.542)

 

(8.323)

(3.094)

Ungarn 92

  

0.339***

 

0.241***

-0.822***

   

(8.207)

 

(5.895)

(2.826)

Ungarn 87

  

0.452***

 

0.270***

-0.178

   

(12.570)

 

(7.532)

(0.697)

Polen

 

0.296***

0.300***

 

0.236***

0.669**

  

(8.593)

(6.497)

 

(5.257)

(1.980)

Polen 92

  

0.217***

 

0.149***

-0.300

   

(4.459)

 

(3.153)

(0.807)

Slowenien

 

-0.003

-0.035

 

-0.097**

0.587*

  

(0.097)

(0.734)

 

(2.138)

(1.747)

Slovenien 92

  

0.322***

 

0.294***

-0.282

   

(6.233)

 

(5.943)

(0.788)

Bulgarien

 

-0.497***

-0.368***

 

-0.236***

0.054

  

(10.550)

(7.525)

 

(4.876)

(0.154)

Lettland

 

-0.318***

-0.189***

 

-0.114***

0.389

  

(7.764)

(4.394)

 

(2.694)

(1.355)

Russland

 

-0.238***

-0.395***

 

-0.310***

0.101

  

(6.474)

(8.888)

 

(7.031)

(0.328)

Russland 92

  

0.626***

 

0.546***

0.113

   

(11.734)

 

(10.347)

(0.322)

Sozialstruktur. Merkmale

      

Geschlecht (Frauen=1)

   

-0.069***

-0.076***

-0.090

    

(7.166)

(8.004)

(1.465)

Alter (in Jahren)

   

0.002***

0.002***

0.003

    

(6.136)

(6.254)

(1.624)

Haushaltsgröße

   

0.004

0.008**

0.049**

    

(0.956)

(2.104)

(2.086)

Rel. Einkommen

   

-0.040***

0.005

-0.075*

    

(4.460)

(0.576)

(1.924)

Kein Einkommen

   

0.004

0.026

0.024

    

(0.241)

(1.634)

(1.524)

Bildung (Jahre)

   

-0.022***

-0.024***

-0.041***

    

(14.179)

(14.405)

(3.330)

Unten-Oben-Skala

   

0.064***

0.045***

0.042***

    

(21.039)

(13.909)

(12.763)

Selbständig

   

0.057***

0.053***

-0.160

    

(3.401)

(3.229)

(1.531)

Arbeitslos

   

-0.017

0.038

-0.163

    

(0.697)

(1.595)

(0.860)

Nicht Erwerbstätig

   

0.006

0.020*

0.026**

    

(0.530)

(1.651)

(2.107)

Bew. Einkommensungl.

   

-0.334***

-0.303***

-0.297***

    

(60.738)

(52.919)

(51.404)

Konflikt Arm/Reich

   

0.036***

0.031***

0.034***

    

(5.854)

(4.799)

(5.141)

      

+ Int.

Konstante

0.430***

0.430***

0.409***

1.095***

1.439***

1.514***

 

(26.897)

(26.894)

(13.404)

(24.196)

(26.091)

(6.981)

Fälle

38637

38637

38637

38637

38637

38637

R-Quadrat

0.046

0.060

0.079

0.134

0.170

0.184

Datenbasis: ISSP; OLS-Regression mit robusten Schätzern; eigene Berechnung.
Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: Italien 1987, Polen 1987, Kanada 1992, Schweden 1992, Bulgarien 1992.
*** sign. p ≤ 0.01; ** sign. p ≤ 0.05; * sign. p ≤ 0.10; T-Werte in Klammern.

↓170

Diskussion

Werden die beiden Einstellungen zur sozialen Ungleichheit im Hinblick auf die westlichen Länder zusammenfassend und mit Blick auf die dahinter stehenden wohlfahrtsstaatlichen Regimes betrachtet, so kann hinsichtlich der Ablehnung sozialer Ungleichheit ein Zusammenhang mit den wohlfahrtsstaatlichen Regimes durchaus bestätigt werden, während im Hinblick auf die Notwendigkeit sozialer Ungleichheit kein homogenes wohlfahrtsstaatliches Zustimmungsmuster erfasst werden kann (vgl. hierzu die zusammenfassende Ansicht der Regressionskoeffizienten der Länder und Zeitpunkte unter Kontrolle individueller Strukturmerkmale der Befragten aus dem Modell 5 von Tab. 37 in Abb. 25). In der Dimension der Ablehnung von sozialer Ungleichheit können die wohlfahrtsstaatlichen Regime deutlich voneinander getrennt werden. Während in liberalen Wohlfahrtsstaaten sozialer Ungleichheit am wenigsten entsagt wird, wird sie in Ländern des mediterranen Typs am stärksten abgelehnt. Länder des konservativen und sozialdemokratischen Regimes nehmen eine mittlere Position ein und unterscheiden sich nicht nennenswert voneinander. Das mediterrane und liberale Arrangement erweisen sich damit in dieser Hinsicht als außerordentlich einstellungshomogen.

Abb. 25: Landkarte der Einstellungen zur sozialen Ungleichheit in westlich-kapitalistischen Ländern

Datenbasis: ISSP; OLS-Regression mit robusten Schätzern; unstandardisierte Regressionskoeffizienten der Einstellungen unter Kontrolle individueller Strukturmerkmale der Befragten; eigene Berechnung.
Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: Italien 1987, Kanada 1992, Österreich 1992, Schweden 1992.
Anmerkung: A (Österreich), AU (Australien), CA (Kanada), CH (Schweiz), E (Spanien), F (Frankreich), I (Italien), N (Norwegen), NL (Niederlande), P (Portugal), S (Schweden), UK (Großbritannien), US (USA), WG (Westdeutschland).

↓171

Geht es um die Dimension der Notwendigkeit von sozialer Ungleichheit unterscheiden sich die wohlfahrtsstaatlichen Regimes nicht sonderlich voneinander. Allenfalls das sozialdemokratische Regime zeichnet sich im Vergleich zu den anderen Regimes dadurch aus, dass soziale Ungleichheit für weniger notwendig erachtet wird und sich die Länder innerhalb dieses Regimes darin untereinander nur wenig unterscheiden. Dass sich der Einfluss von Wohlfahrtsregimes nur in einer der beiden Dimensionen deutlich abzeichnet, ist vermutlich - wie bereits erläutert - durch die unterschiedliche Qualität der beiden Einstellungen zu erklären. Während die Ablehnung sozialer Ungleichheit von stärker ideologischem Charakter ist und einen stärkeren sozialkritischen Bezug enthält, ist die Notwendigkeit als eher funktionale Einschätzung stärker von der jeweiligen tatsächlichen Lage im Land abhängig. Von daher sind stärkere Schwankungen über die Zeit und die Uneinheitlichkeit und weitgehende Unabhängigkeit der Länder von wohlfahrtsstaatlichen Arrangements verständlich.

Abb. 26: Landkarte der Einstellungen zur sozialen Ungleichheit in postkommunistischen Ländern

Datenbasis: ISSP; OLS-Regression mit robusten Schätzern; unstandardisierte Regressionskoeffizienten der Einstellungen unter Kontrolle individueller Strukturmerkmale der Befragten; eigene Berechnung.
Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: Polen 1987, Bulgarien 1992.
Anmerkung: B (Bulgarien), CZ (Tschech. Rep.), EG (Ostdeutschland), H (Ungarn), LV (Lettland), PL (Polen), R (Russland), SK (Slowak. Rep.), SL (Slowenien).

Auch für postkommunistische Länder können die beiden Einstellungen zur sozialen Ungleichheit unter Kontrolle sozialstruktureller Merkmale der Personen grafisch veranschaulicht werden (vgl. Abb. 26). Wird zunächst die Ablehnung sozialer Ungleichheit betrachtet, kann festgehalten werden, dass sich die Transformationsländer mit der besonders auffälligen Ausnahme Ungarns im Niveau nicht grundsätzlich von westlichen Ländern unterscheiden. Russland und Litauen kommen dem niedrigen Grad der Ablehnung in den Vereinigten Staaten am nächsten, während Polen dem hohen Grad der Ablehnung in mediterranen Wohlfahrtsländern am nächsten steht. Ungarn setzt sich unerwartet deutlich von allen Ländern durch die geringste Ablehnung sozialer Ungleichheit ab.65 In zeitlicher Betrachtung fällt zudem auf, dass mit Ausnahme von Ungarn mit einer zunehmend weniger ablehnenden und Slowenien mit einer zunehmend stärker ablehnenden Haltung nur marginale Veränderungen über die Zeit hinweg zu finden sind (senkrechte Entwicklungslinien). Dagegen findet sich eine überaus deutliche Veränderung in der Einschätzung, soziale Ungleichheit sei zum Wohl des Landes notwendig. Während in den frühen Transformationsjahren soziale Ungleichheit noch für überaus notwendig im Vergleich mit westlichen Ländern erachtet wird, geht diese Einschätzung 1999 mit Ausnahme Ostdeutschlands dramatisch und teilweise deutlich unter das Niveau westlicher Länder zurück. Unter der Annahme, dass die Einstellung der Notwendigkeit sozialer Ungleichheit stärker von der jeweiligen sozialen Lage abhängig ist, lässt sich dieser Trend dahingehend interpretieren, dass mangels rascher Erfolge im Transformationsprozess eine drastische Ernüchterung hinsichtlich der anfänglich prowestlichen Haltung eingekehrt ist. Die nach dem Ende des Sozialismus geäußerte "Sehnsucht" nach sozialer Ungleichheit zum Wohl des eigenen Landes ist bis 1999 verflogen. In Ostdeutschland dagegen nimmt die Einschätzung, soziale Ungleichheit sei notwendig, als einzigem Transformationsland zu. Besonders auffällig ist die inkonsistente Befürwortung der beiden Einstellungen in den Transformationsländern. Als Extreme fallen vor allem Polen, in dem soziale Ungleichheit am stärksten für notwendig aber zugleich auch am stärksten abgelehnt wird, und Ungarn auf, in dem soziale Ungleichheit (vor allem 1999) am wenigsten für notwendig und zugleich am wenigsten abgelehnt wird.

↓172

Insgesamt kann also festgehalten werden, dass die Ländereffekte unter Kontrolle von sozialstrukturellen Merkmalen auf die stärker ideologische Ablehnung von sozialer Ungleichheit stabiler ist als bei der Notwendigkeit sozialer Ungleichheit. Stabil sind hier vor allem Einflüsse der stärker pfadabhängigen wohlfahrtsstaatlichen Traditionen in westlichen Ländern. Von daher kann zumindest für westliche Länder bestätigt werden, dass der ideologische Grad der Ablehnung durch die normative wohlfahrtsstaatliche Kultur der Länder geprägt ist.

10.3 Der Einfluss von Makroindikatoren

Im dritten Schritt wird wiederum der Einfluss makrostruktureller Indikatoren als Ersatz für die Länder auf beide Einstellungen zu sozialer Ungleichheit untersucht. Zunächst steht die Ablehnung sozialer Ungleichheit im Blickpunkt der Betrachtung (vgl. Tab. 39). Fast 27 Prozent der Varianz dieser Einstellungsvariablen werden durch Strukturmerkmale der Personen erklärt (Modell 1). Durch die Reduktion der Fallzahl in diesen Analysen, die sich vor allem durch den Ausfall der Daten von 1987 ergibt, ist der Erklärungsbeitrag im Vergleich zu den vorherigen länderspezifischen Analysen etwas geringer. Die Effekte der individuellen Merkmale bleiben jedoch stabil.

Tab. 39: Makroeinflüsse auf die Ablehnung von sozialer Ungleichheit (OLS-Regression, ISSP)

 

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

   

Sozialstruktur. Merkmale

         

Geschlecht (Frauen=1)

-0.047***

-0.046***

-0.047***

-0.045***

-0.045***

-0.045***

   
 

(4.465)

(4.418)

(4.496)

(4.359)

(4.340)

(4.312)

   

Alter (in Jahren)

0.000

0.000

0.000

0.000

0.000

0.000

   
 

(0.374)

(0.682)

(0.642)

(0.789)

(0.188)

(0.901)

   

Haushaltsgröße

-0.020***

-0.015***

-0.013***

-0.014***

-0.024***

-0.016***

   
 

(4.750)

(3.684)

(3.005)

(3.264)

(5.641)

(3.906)

   

Rel. Einkommen

-0.128***

-0.115***

-0.112***

-0.117***

-0.136***

-0.117***

   
 

(12.945)

(11.541)

(11.203)

(11.700)

(13.615)

(11.741)

   

Kein Einkommen

-0.055***

-0.055***

-0.053***

-0.060***

-0.058***

-0.045***

   
 

(3.317)

(3.326)

(3.218)

(3.610)

(3.495)

(2.753)

   

Bildung (Jahre)

-0.043***

-0.041***

-0.042***

-0.040***

-0.043***

-0.040***

   
 

(24.679)

(23.776)

(24.284)

(22.535)

(24.615)

(22.896)

   

Unten-Oben-Skala

-0.025***

-0.034***

-0.035***

-0.036***

-0.021***

-0.037***

   
 

(7.688)

(9.922)

(10.158)

(10.404)

(6.531)

(10.657)

   

Selbständig

-0.125***

-0.123***

-0.119***

-0.122***

-0.125***

-0.124***

   
 

(6.441)

(6.406)

(6.194)

(6.329)

(6.471)

(6.495)

   

Arbeitslos

0.059**

0.076***

0.072***

0.067***

0.042*

0.045*

   
 

(2.444)

(3.155)

(2.978)

(2.800)

(1.745)

(1.879)

   

Nicht Erwerbstätig

0.000

0.002

0.004

0.004

-0.003

-0.000

   
 

(0.037)

(0.167)

(0.325)

(0.299)

(0.212)

(0.005)

   

Bew. Einkommensungl.

0.410***

0.416***

0.416***

0.414***

0.405***

0.410***

   
 

(63.195)

(63.305)

(63.435)

(62.826)

(61.866)

(62.051)

   

Konflikt Arm/Reich

0.116***

0.120***

0.121***

0.120***

0.116***

0.123***

   
 

(17.211)

(17.883)

(17.974)

(17.758)

(17.281)

(18.376)

   

Makrostruktur

         

Transformation

 

-0.094***

 

-0.217***

 

-0.487***

   
  

(7.738)

 

(7.316)

 

(13.780)

   

Bruttosozialprodukt

  

0.051***

-0.029**

     
   

(8.453)

(2.411)

     

Tr.*Bruttosozialprodukt

   

0.132***

     
    

(8.019)

     

Arbeitslosigkeit

    

0.009***

0.002

   
     

(6.477)

(0.975)

   

Tr.*Arbeitslosigkeit

     

0.033***

   
      

(10.602)

   

Gini-Koeffizient

         
          

Tr.*Gini-Koeffizient

         
          

Sozialausgaben

         
          

Tr.*Sozialausgaben

         
          

Konstante

-1.283***

-1.274***

-1.385***

-1.215***

-1.348***

-1.275***

   
 

(25.204)

(25.010)

(26.307)

(21.083)

(26.134)

(24.374)

   

Fälle

27477

27477

27477

27477

27477

27477

   

R-Quadrat

0.267

0.269

0.269

0.271

0.268

0.275

   
 

(7)

(8)

(9)

(10)

    

Sozialstruktur. Merkmale

        

Geschlecht (Frauen=1)

-0.048***

-0.047***

-0.046***

-0.045***

    
 

(4.590)

(4.524)

(4.431)

(4.379)

    

Alter (in Jahren)

0.000

0.001

0.000

0.001

    
 

(0.882)

(1.546)

(1.160)

(1.329)

    

Haushaltsgröße

-0.020***

-0.014***

-0.016***

-0.014***

    
 

(4.753)

(3.345)

(3.843)

(3.282)

    

Rel. Einkommen

-0.134***

-0.120***

-0.132***

-0.124***

    
 

(13.656)

(12.052)

(13.423)

(12.454)

    

Kein Einkommen

-0.052***

-0.054***

-0.052***

-0.053***

    
 

(3.156)

(3.297)

(3.137)

(3.186)

    

Bildung (Jahre)

-0.042***

-0.040***

-0.039***

-0.039***

    
 

(24.251)

(22.877)

(22.479)

(22.104)

    

Unten-Oben-Skala

-0.026***

-0.039***

-0.031***

-0.036***

    
 

(8.028)

(11.225)

(9.551)

(10.415)

    

Selbständig

-0.120***

-0.116***

-0.118***

-0.117***

    
 

(6.206)

(6.060)

(6.136)

(6.098)

    

Arbeitslos

0.050**

0.072***

0.058**

0.069***

    
 

(2.087)

(2.982)

(2.420)

(2.882)

    

Nicht Erwerbstätig

-0.003

-0.004

-0.002

-0.001

    
 

(0.236)

(0.280)

(0.155)

(0.087)

    

Bew. Einkommensungl.

0.411***

0.420***

0.408***

0.412***

    
 

(63.360)

(63.735)

(62.796)

(62.396)

    

Konflikt Arm/Reich

0.129***

0.139***

0.128***

0.131***

    
 

(18.901)

(20.275)

(18.922)

(19.259)

    

Makrostruktur

        

Transformation

 

-0.291***

 

0.012

    
  

(4.877)

 

(0.259)

    

Bruttosozialprodukt

        
         

Tr.*Bruttosozialprodukt

        
         

Arbeitslosigkeit

        
         

Tr.*Arbeitslosigkeit

        
         

Gini-Koeffizient

-1.095***

-1.690***

      
 

(10.581)

(11.129)

      

Tr.*Gini-Koeffizient

 

0.549***

      
  

(2.687)

      

Sozialausgaben

  

0.012***

0.012***

    
   

(13.708)

(11.837)

    

Tr.*Sozialausgaben

   

-0.004*

    
    

(1.657)

    

Konstante

-1.012***

-0.840***

-1.605***

-1.594***

    
 

(17.896)

(13.085)

(28.567)

(27.653)

    

Fälle

27477

27477

27477

27477

    

R-Quadrat

0.270

0.274

0.272

0.273

    

Datenbasis: ISSP, OLS-Regression mit robusten Schätzern; eigene Berechnung.
Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: Alle Länder 1987, Kanada 1992, Schweden 1992, Slowenien 1992 und 1999, Bulgarien 1992, Russland 1992.
Bruttosozialprodukt in US-$ je 10.000 Einwohner, Arbeitslosigkeit in Prozent, Sozialausgaben in Prozent des Bruttoinlandsprodukts.
*** sign. p ≤ 0.01; ** sign. p ≤ 0.05; * sign. p ≤ 0.10; T-Werte in Klammern.

↓173

Der Transformationseffekt weist ein negatives Vorzeichen auf, da nun nicht mehr mit den Vereinigten Staaten als Referenz verglichen wird, sondern mit allen westlichen Ländern (Modell 2). In osteuropäischen Transformationsländern wird im Vergleich mit westlich-kapitalistischen Ländern soziale Ungleichheit weniger abgelehnt. Der Effekt ist zwar signifikant, jedoch minimal und trägt nur unwesentlich zur Erklärung des Modells bei. In den Modellen 3-10 werden die vier Makroindikatoren wieder jeweils für sich allein und in Interaktion mit den Transformationsländern genauer betrachtet, da untersucht werden soll, inwieweit sich westliche und osteuropäische Länder hinsichtlich der Effekte dieser Indikatoren unterscheiden.

Der Blick auf die erklärte Varianz aller Modelle zeigt, dass in keinem ein nennenswerter Zuwachs durch einen der Effekte der Makrovariablen erzielt werden kann. Die Makroindikatoren als Strukturvariablen der Länder können also Einstellungen erheblich weniger erklären als die wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung. Der Gerechtigkeitsmodus der Belohnungsgerechtigkeit konnte mit makrostrukturellen Indikatoren weit besser erklärt werden. Die Wirtschaftsleistung der Länder hat allgemein einen positiven Effekt auf die Ablehnung sozialer Ungleichheit, d.h. je höher das Bruttosozialprodukt eines Landes, desto stärker wird soziale Ungleichheit abgelehnt (Modell 3). Allerdings gilt dieser Zusammenhang nur für osteuropäische Länder, nicht jedoch für westliche Länder (Modell 4). Auch zunehmende Arbeitslosigkeit in den Ländern führt zu einer stärkeren Ablehnung sozialer Ungleichheit (Modell 5). Allerdings gilt auch hier, dass dieser Effekt nur in Transformationsländern signifikant ist (Modell 6). Arbeitslosigkeit als gesamtgesellschaftliches Problem wirkt sich also vor allem in den Transformationsländern in einer stärkeren Ablehnung sozialer Ungleichheit aus. Dass sich mit wachsender tatsächlicher Einkommensungleichheit in einem Land die Ablehnung von sozialer Ungleichheit vermindert, überrascht als Ergebnis (Modell 7). Das Interaktionsmodell mit der Transformation zeigt, dass dieser Effekt in postkommunistischen Ländern abgeschwächt ist und in westlichen Ländern stärker ist (Modell 8). Dagegen führen auch höhere Sozialausgaben unerwarteter Weise zu einer stärkeren Ablehnung von sozialer Ungleichheit (Modell 9). In postkommunistischen Ländern ist dieser Effekt jedoch vermindert (Modell 10).

Es kann also festgehalten werden, dass die Effekte der Makrovariablen einerseits insgesamt nur wenig zu erklären vermögen und dass sich andererseits die Effekte zwischen Ost und West geringfügig unterscheiden. Demnach lässt eine stärkere Wirtschaftsleistung und Einkommensungleichheit die Ablehnung sozialer Ungleichheit in westlichen Ländern eher geringer werden, während höhere Sozialausgaben eine Ablehnung begünstigen. Der Effekt der Wirtschaftsleistung kann erwartungsgemäß dahingehend interpretiert werden, dass soziale Ungleichheit weniger abgelehnt wird, je größer der "Kuchen" ist, der verteilt werden kann, weil in der Regel davon ausgegangen werden kann, dass alle und damit auch der vergleichsweise Schlechtestgestellte davon profitiert. Ohne Einbezug der Erkenntnisse über Wohlfahrtsregimes sind die Effekte der Einkommensungleichheit und der Sozialausgaben unverständlich. Der Einfluss dieser Indikatoren wird nur verständlich, wenn die normative Funktionslogik von Wohlfahrtsregimes herangezogen wird, denn die Makroeffekte als solche hätten einen anderen Zusammenhang erwarten lassen. Liberale Wohlfahrtsstaaten beispielsweise, in denen soziale Ungleichheit vergleichsweise am höchsten ist und die Sozialausgaben am niedrigsten sind, legitimieren soziale Ungleichheit normativ stärker durch eine Leistungsideologie, die soziale Ungleichheit produziert. Und das scheinen die Menschen in diesen Regimes auch zu wollen. Umgekehrt wird beispielsweise in sozialdemokratischen Ländern, die sich durch niedrige soziale Ungleichheit und hohe Sozialausgaben auszeichnen, soziale Ungleichheit stärker abgelehnt. Diese Beispiele verdeutlichen, dass ohne das Verständnis der normativen wohlfahrtsstaatlichen Basis die Einflüsse der beiden Makroindikatoren nicht nachvollzogen werden können.

↓174

In Transformationsländern wirken solche wohlfahrtsstaatlich normativ geprägten Makroideologien weniger. Stattdessen ist hier stärker davon auszugehen, dass die tatsächliche soziale Lage die Einstellungen beeinflusst. So bewirken kollektive soziale Probleme wie höhere Arbeitslosigkeit, dass soziale Ungleichheit stärker abgelehnt wird. Und die Effekte der Sozialausgaben und der sozialen Ungleichheit sind deutlich abgeschwächt. Der Einfluss einer stärkeren Wirtschaftsleistung bleibt jedoch unerklärlich.

Etwas anders stellt sich die Situation hinsichtlich der Notwendigkeit der sozialen Ungleichheit zum Wohl eines Landes dar (vgl. Tab. 40). Auch hier erklären die makrostrukturellen Indikatoren der Länder nur wenig mehr als die individuellen Strukturmerkmale der Personen (Modell 1). Ebenso findet sich ein negativer Transformationseffekt, der bedeutet, dass in postkommunistischen Ländern soziale Ungleichheit für weniger erforderlich gehalten wird als in westlich-kapitalistischen Gesellschaften (Modell 2). Der positive Effekt der Wirtschaftsleistung (Modell 3) scheint sich bei der Unterscheidung von Ost und West gegenseitig aufzuheben und ist in beiden Ländergruppen nicht signifikant (Modell 4). Zunehmende Arbeitslosigkeit führt dazu, dass soziale Ungleichheit weniger für notwendig befunden wird (Modell 5), wobei hier ein gegensätzlicher Ost-West-Effekt zu erkennen ist (Modell 6). Danach führt zunehmende Arbeitslosigkeit im Westen zu einer stärkeren Einschätzung der Notwendigkeit sozialer Ungleichheit, im Osten dagegen zu einer niedrigeren. Der Effekt der tatsächlichen sozialen Ungleichheit ist nicht signifikant (Modell 7), allerdings deswegen, weil in Ost und West deutlich gegensätzliche Effekte vorherrschen (mit vergleichsweise höchstem Erklärungsbeitrag, Modell 8). Während in westlich-kapitalistischen Ländern mehr soziale Ungleichheit zu einer stärkeren Zustimmung zur Notwendigkeit von sozialer Ungleichheit führt, bewirkt sie in postkommunistischen Ländern, dass soziale Ungleichheit weniger notwendig ist. Höhere Sozialausgaben schließlich haben den Effekt, soziale Ungleichheit sei eher weniger nötig (Modell 9). Dieser Effekt gilt jedoch nur für den Westen (Modell 10). In postkommunistischen Ländern bringen höhere Sozialausgaben die Menschen dazu, soziale Ungleichheit stärker für erforderlich zu halten.

Diskussion

↓175

Für beide Einstellungen kann festgehalten werden, dass (1) der Erklärungsbeitrag von Makroindikatoren nur marginal ist und (2) dass die Effekte für westlich-kapitalistische und postkommunistische Länder teilweise gegensätzlich sind. Die Effekte für westliche Länder ergeben vor allem dann Sinn, wenn zur Erklärung andere Faktoren wie die wohlfahrtsstaatlichen Legitimationsideologien herangezogen werden. Soziale Ungleichheit wird z.B. in Ländern mit starker sozialer Ungleichheit deshalb weniger abgelehnt (z.B. liberaler Typus), weil sie weitgehend von einer Verteilungsideologie nach dem Leistungsprinzip bestimmt ist, die vom Gros der Bevölkerung akzeptiert wird. Oder höhere Sozialausgaben führen in westlichen Ländern dazu, soziale Ungleichheit für weniger

Tab. 40: Makroeinflüsse auf die Notwendigkeit von sozialer Ungleichheit (OLS-Regression, ISSP)

 

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

   

Sozialstruktur. Merkmale

         

Geschlecht (Frauen=1)

-0.084***

-0.084***

-0.085***

-0.084***

-0.085***

-0.083***

   
 

(7.424)

(7.379)

(7.444)

(7.388)

(7.469)

(7.292)

   

Alter (in Jahren)

0.002***

0.002***

0.002***

0.002***

0.002***

0.002***

   
 

(5.137)

(5.463)

(5.319)

(5.445)

(5.202)

(5.326)

   

Haushaltsgröße

0.011**

0.016***

0.016***

0.015***

0.012***

0.014***

   
 

(2.327)

(3.327)

(3.343)

(3.221)

(2.644)

(2.869)

   

Rel. Einkommen

-0.025**

-0.011

-0.014

-0.010

-0.022*

-0.014

   
 

(2.274)

(0.975)

(1.232)

(0.932)

(1.952)

(1.212)

   

Kein Einkommen

-0.012

-0.012

-0.010

-0.011

-0.011

-0.018

   
 

(0.669)

(0.662)

(0.590)

(0.608)

(0.601)

(1.003)

   

Bildung (Jahre)

-0.022***

-0.020***

-0.021***

-0.020***

-0.022***

-0.020***

   
 

(11.556)

(10.602)

(11.263)

(10.689)

(11.572)

(10.530)

   

Unten-Oben-Skala

0.065***

0.055***

0.058***

0.055***

0.064***

0.056***

   
 

(17.938)

(14.055)

(14.837)

(14.037)

(17.297)

(14.279)

   

Selbständig

0.072***

0.073***

0.075***

0.072***

0.072***

0.073***

   
 

(3.477)

(3.539)

(3.657)

(3.522)

(3.487)

(3.549)

   

Arbeitslos

-0.003

0.016

0.006

0.018

0.003

0.017

   
 

(0.125)

(0.582)

(0.216)

(0.645)

(0.119)

(0.620)

   

Nicht Erwerbstätig

0.027*

0.029**

0.030**

0.029**

0.028*

0.027*

   
 

(1.863)

(1.995)

(2.047)

(1.968)

(1.951)

(1.880)

   

Bew. Einkommensungl.

-0.342***

-0.335***

-0.338***

-0.335***

-0.340***

-0.336***

   
 

(50.211)

(48.781)

(49.225)

(48.658)

(49.525)

(48.751)

   

Konflikt Arm/Reich

0.038***

0.043***

0.042***

0.043***

0.038***

0.044***

   
 

(5.040)

(5.731)

(5.553)

(5.736)

(5.023)

(5.840)

   

Makrostruktur

         

Transformation

 

-0.105***

 

-0.081**

 

0.001

   
  

(7.884)

 

(2.393)

 

(0.017)

   

Bruttosozialprodukt

  

0.036***

0.005

     
   

(5.604)

(0.385)

     

Tr.*Bruttosozialprodukt

   

-0.027

     
    

(1.407)

     

Arbeitslosigkeit

    

-0.004**

0.007***

   
     

(2.364)

(3.370)

   

Tr.*Arbeitslosigkeit

     

-0.011***

   
      

(3.414)

   

Gini-Koeffizient

         
          

Tr.*Gini-Koeffizient

         
          

Sozialausgaben

         
          

Tr.*Sozialausgaben

         
          

Konstante

1.072***

1.083***

0.999***

1.072***

1.098***

1.026***

   
 

(19.340)

(19.563)

(17.592)

(16.901)

(19.400)

(17.789)

   

Fälle

27477

27477

27477

27477

27477

27477

   

R-Quadrat

0.134

0.136

0.135

0.136

0.134

0.136

   
 

(7)

(8)

(9)

(10)

    

Sozialstruktur. Merkmale

        

Geschlecht (Frauen=1)

-0.084***

-0.086***

-0.085***

-0.085***

    
 

(7.424)

(7.544)

(7.438)

(7.529)

    

Alter (in Jahren)

0.002***

0.002***

0.002***

0.002***

    
 

(5.130)

(5.053)

(4.935)

(4.952)

    

Haushaltsgröße

0.011**

0.017***

0.010**

0.016***

    
 

(2.327)

(3.649)

(2.102)

(3.352)

    

Rel. Einkommen

-0.025**

-0.006

-0.024**

-0.003

    
 

(2.272)

(0.566)

(2.173)

(0.285)

    

Kein Einkommen

-0.012

0.003

-0.013

-0.010

    
 

(0.668)

(0.178)

(0.718)

(0.593)

    

Bildung (Jahre)

-0.022***

-0.020***

-0.023***

-0.021***

    
 

(11.536)

(10.531)

(11.946)

(11.213)

    

Unten-Oben-Skala

0.065***

0.053***

0.067***

0.054***

    
 

(17.940)

(13.583)

(18.246)

(13.654)

    

Selbständig

0.072***

0.070***

0.070***

0.066***

    
 

(3.477)

(3.408)

(3.388)

(3.188)

    

Arbeitslos

-0.003

0.017

-0.003

0.018

    
 

(0.126)

(0.632)

(0.119)

(0.663)

    

Nicht Erwerbstätig

0.027*

0.038***

0.028*

0.033**

    
 

(1.861)

(2.655)

(1.912)

(2.274)

    

Bew. Einkommensungl.

-0.342***

-0.337***

-0.342***

-0.331***

    
 

(50.217)

(49.053)

(50.055)

(47.866)

    

Konflikt Arm/Reich

0.038***

0.043***

0.034***

0.034***

    
 

(4.954)

(5.655)

(4.521)

(4.455)

    

Makrostruktur

        

Transformation

 

0.663***

 

-0.534***

    
  

(10.027)

 

(10.422)

    

Bruttosozialprodukt

        
         

Tr.*Bruttosozialprodukt

        
         

Arbeitslosigkeit

        
         

Tr.*Arbeitslosigkeit

        
         

Gini-Koeffizient

-0.004

1.401***

      
 

(0.034)

(8.292)

      

Tr.*Gini-Koeffizient

 

-2.665***

      
  

(11.754)

      

Sozialausgaben

  

-0.003***

-0.011***

    
   

(3.490)

(10.103)

    

Tr.*Sozialausgaben

   

0.020***

    
    

(8.449)

    

Konstante

1.073***

0.679***

1.161***

1.373***

    
 

(17.231)

(9.578)

(19.139)

(22.073)

    

Fälle

27477

27477

27477

27477

    

R-Quadrat

0.134

0.140

0.134

0.139

    

Datenbasis: ISSP, OLS-Regression mit robusten Schätzern; eigene Berechnung.
Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: Alle Länder 1987, Kanada 1992, Schweden 1992, Slowenien 1992 und 1999, Bulgarien 1992, Russland 1992.
Bruttosozialprodukt in US-$ je 10.000 Einwohner, Arbeitslosigkeit in Prozent, Sozialausgaben in Prozent des Bruttoinlandsprodukts.
*** sign. p ≤ 0.01; ** sign. p ≤ 0.05; * sign. p ≤ 0.10; T-Werte in Klammern.

notwendig zu erachten, weil sich z.B. der sozialdemokratische Wohlfahrtstypus, der durch hohe Sozialausgaben gekennzeichnet ist, stärker durch eine Ideologie der Inklusion, Umverteilung und Absicherung unabhängig von Leistung auszeichnet. Kurz: Die Makroindikatoren eignen sich zur Erklärung von Einstellungen in westlichen Ländern nicht besonders. Ihr Einfluss kann vielmehr nur dadurch verständlich gemacht werden, wenn die wohlfahrtstaatlich normative Funktionslogik interpretierend herangezogen wird. In postkommunistischen Ländern dagegen, in denen noch keine gleichsam verwurzelte normative Strukturen wie in westlichen Wohlfahrtsregimes entstanden sind, können Makroindikatoren der tatsächlichen Struktur eines Landes auch Einstellungen besser erklären. Vor allem der Einfluss der Arbeitslosigkeit kann hier genannt werden, der in postkommunistischen Ländern einen deutlich stärkeren Effekt als in westlichen Ländern aufweist. Mehr Arbeitslosigkeit führt dazu, dass soziale Ungleichheit stärker abgelehnt wird, weil sie ein gesamtgesellschaftliches Problem darstellt.


Fußnoten und Endnoten

65  Für diesen unerwarteten Befund gibt es offenkundig keine interpretierende Erklärung. Es bedarf hierzu in jedem Fall weitergehende Analysen.



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18.07.2006