Ist das Referendum gegen “Versicherungsspione” wirklich chancenlos? Ein Update

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Vor einer Woche habe ich auf Basis des Abstimmungsverhaltens im Parlament eine Schätzung über den wahrscheinlichen Ausgang bei einer allfälligen Abstimmung berechnet. Gemäss diesem “Parlamentsindikator” bin ich zum Schluss gekommen, dass ein erfolgreiches Referendum sehr unwahrscheinlich ist. Ich habe eine Wahrscheinlichkeit von unter 5 Prozent berechnet. Daniel Graf, der wohl bekannteste Schweizer Campaigner und einer der treibenden Kräfte des Referendumskomitees, sowie Lucas Leemann, Professor für Politikwissenschaft der Universität Zürich, haben daran Kritik geäussert. In diesem Beitrag gehe ich darauf ein und teste, ob ich die Wahrscheinlichkeit für ein erfolgreiches Referendum unterschätzt habe.

In einem Artikel des Tagesanzeigers gibt Daniel Graf zwei an, weshalb die Chancen seines Erachtens grösser sind als von mir berechnet. Erstens komme es auf die Kampagne an und zweitens sei es einfacher, ein Referendum zu gewinnen (als eine Initiative). Zwar hat Herr Graf meines Erachtens recht, dass die Kampagne einen bedeutenden Effekt auf das Abstimmungsergebnis hat. Auch stimmt es, dass Referenden einfacher zu gewinnen sind als Initiativen. Zu bedenken ist jedoch, dass sowohl der mögliche Effekt der Kampagne wie auch der Umstand, dass es sich um ein Referendum handelt, in meine Berechnungen eingeflossen sind.

Beginnen wir mit der Vermutung, dass Referenden einfacher zu gewinnen sind als Initiativen. Diesem Umstand habe ich Rechnung getragen, indem ich in der Regressionsgleichung eine Variable für den Unterschied zwischen Initiativen und Referenden verwendet habe. Nach meiner Berechnung erhalten Referenden, ceteris paribus, typischerweise 5% mehr Nein-Stimmen als Initiativen Ja-Stimmen erzielen. Dieser Vorteil des Referendums wird in der Fachliteratur übrigens damit erklärt, dass die Referenden schneller zur Urne kommen als Initiativen und daher eher von einem “Momentum” profitieren können, und dass Wähler, welche Mühe haben eine Meinung zu bilden, die Veränderung scheuen und daher zu einem Nein tendieren (Kriesi 2005).

Etwas komplizierter ist es mit Grafs zweitem Einwand, wonach es auf die Kampagne ankommt. Dieser Faktor wird in meinem Modell auf indirekte Weise in der Berechnung berücksichtigt. Beim Kampagneneinfluss auf die Meinungsbildung handelt es sich um einen jener Faktoren, welche für die Unschärfe des Parlamentsindikators verantwortlich sind. Und diese Unsicherheit ist gross. So beträgt beim Referendum gegen “Versicherungsspione” das 95%–Konfidenzintervall beinahe 18% Ja-Stimmenanteil. Weil aber die Punktschätzung 60% Ja-Stimmenanteil für das Versicherungsgesetz vorhersagt, bleibt selbst bei hoher Unsicherheit über den genauen Ausgang der Abstimmung die Wahrscheinlichkeit für ein erfolgreiches Referendum sehr gering. Mit anderen Worten: Den Gegnern der “Versicherungsspione” müsste eine aussergewöhnliche Kampagne gelingen, um die Abstimmung zu gewinnen.

Kommen wir schliesslich zur Kritik von Lucas Leemann. Dieser hat über Twitter Zweifel daran geäussert, dass ich mit einer linearen Regression das richtige Modell verwendet habe. Ein lineares Modell kann unter anderem dann zu falschen Schätzungen führen, wenn der Zusammenhang zwischen der abhängigen Variable (hier: Ja-Stimmenanteil für die Regierungsposition) und den unabhängigen Variablen (unter anderem die Stimmanteile im nach Fraktionen im Parlament) eine andere Funktion zu Grunde liegt. Die Inspektion der Daten zeigt, dass Leemann Recht hat und der Zusammenhang nicht linear ist.

Woran könnte es liegen, dass der Zusammenhang zwischen dem “Parlamentsindikator” und dem Abstimmungsverhalten der Stimmbürgerinnen nicht linear ist? Eine mögliche Hypothese ist, dass abweichende Stimmen in einer Fraktion von der Fraktionsmehrheit nicht in einem linearen Zusammenhang mit dem Abstimmungsergebnis in der Volksabstimmung stehen. Stattdessen ist es möglich, dass der Zusammenhang abnehmend ist: Bei nur wenigen Abweichungen von der Fraktionsmehrheit nimmt bei jeder zusätzlichen Abweichung die Unterstützung für die Regierung stärker ab, als wenn es bereits viele Abweichungen gibt. Denn der Unterschied, ob eine Fraktion vollkommen geschlossen ist oder ob es Abweichungen gibt ist bedeutender als ob es etwas mehr oder weniger Abweichungen gibt.

In einem neuen Modell erlaube ich für diese Möglichkeit für nicht-lineare Zusammenhänge zwischen dem Abstimmungsresultat und dem Abstimmungsverhalten der Parteien im Parlament. Dieses Modell kann die Abstimmungsresultate der letzten 81 Vorlagen tatsächlich besser erklären das vorherige Modell, bei welchem nur von linearen Zusammenhängen ausgegangen wurde.* An den Resultaten ändert dies aber nichts Wesentliches: Die Punktschätzung für das Referendum gegen “Versicherungsspione” liegt nach wie vor bei etwa 60% Ja-Stimmanteil. Wichtiger noch gibt das Modell nach wie vor eine Wahrscheinlichkeit für ein Ja von unter 5% an.** Zum jetzigen Zeitpunkt sind die Chancen für ein erfolgreiches Referendum sehr gering.

Bemerkungen:
*Ich habe quadratische Variablen für das Abstimmungsverhalten im Parlament hinzugefügt.
**Beim ex-post Modell liegt die Wahrscheinlichkeit bei weniger als 2.5 Prozent. Das 99% Konfidenzintervall für die out-of-sample Prognose für die letzten zehn Abstimmungen liegt nun 38% über jenem für die in-sample Prognosen.

Literatur:
Kriesi, Hanspeter. 2005. Direct Democratic Choice: the Swiss Experience. Lexington Books.