Stabiliteit en verandering in de relatie tussen

 Stabiliteit en verandering in de relatie tussen kerkelijkheid, lidmaatschap van sociale organisaties en stemgedrag in de periode 1991‐2010 ANALYSE OP BASIS VAN ISPO‐KU LEUVEN POSTELECTORALE VERKIEZINGSONDERZOEKEN 1991 TOT 2010 Jaak Billiet INSTITUUT VOOR SOCIAAL EN POLITIEK OPINIEONDERZOEK (ISPO) CeSO KU Leuven Onderzoeksverslag CeSO/ISPO/2013/2
D/2013/1192/005 © JAAK BILLIET Centrum voor Sociologisch Onderzoek (CeSO) Parkstraat 45 – bus 3601 B – 3000 Leuven For academic reference only: not to be quoted without the explicit permission of the authors. All rights reserved. Except in those cases expressly determined by law, no part of this publication may be multiplied, saved in an automated data file or made public in any way whatsoever without the express prior written consent of the author Alle rechten voorbehouden. Niets uit deze uitgave mag worden verveelvoudigd en/of openbaar gemaakt door middel van druk, fotokopie, microfilm, of op welke andere wijze ook, zonder voorafgaande schriftelijke toestemming van de auteur
Stabiliteit en verandering in de relatie tussen kerkelijkheid, lidmaatschap van sociale organisaties en stemgedrag in de periode 1991‐2010.1 Jaak Billiet Jaak Billiet Katholieke Universiteit Leuven Centrum voor Sociologisch Onderzoek Instituut voor Sociaal en Politiek Opinieonderzoek Parkstraat 45 – bus 3601 – 3000 Leuven [email protected]
1
Dit is de weergave van het gelijknamig hoofdstu110 k in deel 2 van het vriendenboek naar aanleiding van het emeritaat van Marc Elchardus dat gepubliceerd werd in Glorieux, I., Siongers, J. & Smits W. (eds). Cultuursociologie buiten de lijnen. Lannoo Campus: Tielt, 2012, pp. 77‐100. Deze tekst mag met toelating van de uitgever door de auteur op een beperkte wijze verspreid worden. Er werden enkele wijzigingen opgenomen waarbij enerzijds storende fouten gecorrigeerd werden. Bij het zetten werden werden de p‐waarden voor 1991, 1995 en 1999 in Tabel 3 omgewisseld met de associaties voor die jaren uit Tabel 2, en in de tabellen 4 en 5 voor 2010 werden dezelfde namen als in 1991 overgenomen. Dit is nu aangepast. Een meer belangrijke wijziging betreft Figuur 3. De figuur in het boek kon gemakkelijk aanleiding geven om niet alleen binnen elk verkiezingsjaar maar ook over de tijd te vergelijken. Nu is duidelijker uitgelegd dat dit alleen maar kan als de steekproefomvang in alle peiljaren vergelijkbaar is. In de nieuwe figuur die hier is opgenomen zijn de parameters voor de globale effecten opnieuw berekend op gewogen steekproeven van dezelfde omvang. Daardoor zijn globale vergelijkingen tussen de verkiezingen mogelijk is. Dit heeft geen effect op de specifieke parameters in de tabellen 4 en 5 die bijgevolg ongewijzigd blijven. De verantwoording is te lezen op blz. 12. Inhoudstafel Lijst met tabellen 2 Lijst met figuren 3 1. Inleiding 8 2. Data en methodologie 11 3. Over het “meten” van betrokkenheid bij de Kerk 14 4. De evolutie van de kerkelijke betrokkenheid in Vlaanderen 18 57 Literatuur Lijst met tabellen Tabel 1. Evolutie van de kerkelijke betrokkenheid in Vlaanderen in de ISPO verkiezingsonderzoeken van 1991 tot 2010 6 Tabel 2. De globale samenhang tussen stemgedrag en sociale achtergrondvariabelen (Cramers’ V), in de Federale verkiezingen voor de Kamer ,in 1974, en in de periode 1991‐2010 (Vlaanderen) 9 Tabel 3. Logistisch regressie model voor stemgedrag bij de federale verkiezingen voor de Kamer (Vlaamderen: 1991‐2010), Globale variantie analyse* 12 Tabel 4. Marginale kans en conditionele kansen om voor elke partij te stemmen voor de Kamer in 1991 een 2010 in Vlaanderen naargelang van de kerkelijke betrokkenheid (gecontroleerd de sociale kenmerken en zuil affiliatie)* 15 Tabel 5. Marginale kans en conditionele kansen om voor elke partij te stemmen voor de Kamer in 1991 een 2010 in Vlaanderen naargelang van het lidmaatschap van een mutualiteit (gecontroleerd de sociale kenmerken en kerkbetrokkenheid)* 17 Lijst met figuren Figuur 1. Verkiezingen voor de Kamer: percentage behaalde stemmen. Parlementsverkiezingen 1946‐2010 ‐ Vlaamse kantons 4 Figuur 2. Evolutie van de percentages kernkatholieken, modale kerkleden, randkerkelijken, en zij niet behoren tot een kerk of godsdienst.Vlaanderen 1991‐2010 (ISPO) 7 Figuur 3. Netto globaal effect (L²/df) van kerkbetrokkenheid, en lidmaatschap van mutualiteit en vakbond op het stemgedrag. Vlaanderen 1991‐2010 13
1
ʺDe verkiezingsuitslag (JB: 1991) werd in brede kring beleefd als een symptoom van een diepe politieke, institutionele, ja zelfs morele crisis (...) Dergelijke crisissituaties zijn uitermate geschikt om te peilen naar de relevantie van waarden en van levensbeschouwingen waarin die waarden verankerd liggenʺ (Elchardus, 1991) 1. Inleiding Dit hoofdstuk behandelt de relatie tussen godsdienstige affiliatie, de betrokkenheid bij organisaties in het middenveld, en het stemgedrag. De achtergrond van de vraag die hier gesteld wordt is uitvoerig behandeld in mijn hoofdstuk “Verzuiling en ontzuiling in België” in de “Geschiedenis van België na 1945” van Els Witte en Alain Meynen (Billiet, 2006: 321‐364). Die vraag luidde als volgt: is er na de grondige veranderingen vanaf de jaren zestig in de kerkelijke betrokkenheid nu (in 2005) nog verzuiling? Indien verzuiling wordt opgevat als het organiseren van maatschappelijke functies op levensbeschouwelijke gronden dan denkt men bij het gebruik van de term “verzuiling” in eerste instantie aan de katholieke (of christelijke) “wereld”. Indien men echter de kern van verzuiling opvat als “min of meer gepolariseerde met politieke partijen verbonden parallelle netwerken van organisaties die maatschappelijke functies vervullen”, dan komen ook de socialistische en liberale “werelden” in het vizier. Mettertijd hebben wij de exclusieve band van organisaties in het middenveld met een specifieke politieke partij aangewezen als een essentieel kenmerk is van wat we toen “verzuiling” noemden. Onze aandacht ging toen zowel naar de band tussen organisaties en politieke partijen als de cohesie van deze “werelden” via het stemgedrag van de kiezers naargelang van hun ‘behoren’ tot deze organisaties Waarin verschilt de huidige studie van het vermelde hoofdstuk uit 2003. Het is enerzijds veel beperkter: we bekijken uitsluitend de relatie tussen kerkbetrokkenheid, lidmaatschap van mutualiteit en vakbond, en het kiezen voor en politieke partij. Alleen de situatie in Vlaanderen wordt bestudeerd. Dit hoofdstuk behandelt uitsluitend de politieke keuzen voor zover deze samengaan met sociale kenmerken op niveau van de individuen. De band op niveau van organisaties blijft hier achterwege. Anderzijds is dit hoofdstuk een update tot 2010 en gaat de analyse een stukje verder door ook naar netto effecten te kijken van sociale kenmerken op het stemgedrag. Dit wil zeggen dat we oog hebben voor het effect van kerkbetrokkenheid en behoren tot een zuil op zich, uitgezuiverd voor andere kenmerken die daar mee samenhangen. Bij gelegenheid van elke verkiezing werd aan de hand van de verkiezingsonderzoeken van het ISPO2 een rapport of een boek gepubliceerd waarin deze relatie werd behandeld. In sommige van deze studies werden verschillende verkiezingen vergeleken (zie o.m. Abts e.a. 2011). Wat is dan nieuw? Voor het eerst wordt op een heel systematische wijze aan de hand van strikt vergelijkbare metingen nagegaan welke de veranderingen zijn tussen kerkbetrokkenheid, lidmaatschappen, en de politieke voorkeur bij de zes 2
ISPO: Instituut voor Sociaal en Politiek Onderzoek aan de KU Leuven. 2
achtereenvolgende verkiezingen van 1991 tot en met 2010. Eerst wordt de context geschetst (sectie 2), met name de grote veranderingen in de kerkbetrokkenheid en de sterkte van de drie traditionele politieke families die in het verleden elk exclusief met een netwerk van organisaties verbonden waren: de christen democraten, de socialisten, en in mindere mate de liberalen. De grote veranderingen sinds 1991 staven de verwachting dat de band tussen kerkbetrokkenheid en lidmaatschap van sociale organisaties enerzijds, en het stemgedrag anderzijds erodeert. In hoever is dat ook het geval (sectie 3)? En indien stemgedrag en kerk en –zuil affiliatie nog samengaan met de keuze voor politieke partijen, hoe moet men dit dan begrijpen in een periode die beschreven wordt als geïndividualiseerd en geseculariseerd? Deze vraag wordt gesteld in sectie 4 waar om te besluiten ook nog wat weerwerk wordt geboden aan een al te deterministische conclusie die uit onze werkwijze zou kunnen afgeleid worden. Ook waardeoriëntaties spelen een rol bij het stemmen voor een politieke partij. 2. Veranderingen in het stemgedrag en de kerkelijke affiliatie De algemene trends zijn bekend. Het politieke landschap is steeds meer versnipperd door de opkomst van nieuwe partijen na de Schoolstrijd van 1958, en vooral sinds de jaren zeventig. Dit komt door het opkomen van nieuwe partijen die zich overwegend op bepaalde issues richten, angst door aanwezigheid van nieuwkomers, zorg voor het milieu, en de staatshervorming. De betrokkenheid bij de kerk neemt ook gestaag af. Dit was in versneld tempo in de jaren zestig en zeventig, maar nadien is het aantal Vlamingen dat zich nog katholiek noemt, en vooral het aandeel van katholieken die nog enigszins bij het kerkelijk leven betrokken zijn jaar na jaar blijven afnemen. We geven kort deze trends omdat deze natuurlijk te maken hebben met de vraag die ons hier bezig houdt. Als de verdeling van het stemgedrag en de kerkelijke betrokkenheid zo sterk wijzigen, dan mag men verwachten dat dit invloed heeft op de relatie tussen beide. De veranderingen in lidmaatschap en vakbond kent ook wijzigingen maar deze zijn niet zo drastisch als bij het stemgedrag en de kerkbetrokkenheid. 2.1. Het versnipperd politieke landschap in Vlaanderen Een inzichtelijke manier om de versnippering voor te stellen is de weergave van de algemene trend van de drie traditionele politieke families elk apart en samen. We kunnen van “traditioneel” spreken omdat deze midden de jaren 50 gezamenlijk meer dan 95% van de stemmen behaalden. Tot 1977 scoorden deze drie samen in Vlaanderen nog steeds boven 70% maar nadien is deze machtspositie snel afgebrokkeld, om na een paar opstoten in 2010 op amper 45% te zitten. Op dit vlak verschilt Vlaanderen grondig van Wallonië waar in 2012 nog steeds ¾ van de Waalse kiezers op de drie traditionele politieke families stemt (Deschouwer, 2009: 129). Er zit natuurlijk veel meer achter deze eenvoudige figuur dan wat hier getoond wordt. Vooreerst kan het verval van de drie grote politieke families in Vlaanderen vanaf midden jaren zestig vooral toegeschreven worden aan de neergang van de Christen democraten. De opeenvolgende verkiezingsonderzoeken van het ISPO hebben sinds 1987 geleerd dat er steeds interne verschuivingen zijn van winst en verlies. De netto winst en het netto verlies zijn niet zichtbaar is in de statistieken, daarvoor hebben we 3
surveys nodig (Swyngedouw, 1989). Algemeen wordt aangenomen dat de grote neergang van de CVP in de periode 1965‐1981 vooral in het voordeel was van de Vlaams nationale Volksunie (niet getoond in de figuur) en van de Liberalen. De neergang van de Christen democraten in 1989 ten opzichte van 1979 is deels toe te schrijven aan de grote toename van nieuwe kiezers als gevolg van de verjonging van de kiesgerechtigde leeftijd naar 18 jaar. Vanaf begin jaren tachtig komen twee nieuwe politieke formaties in het politieke landschap. Dit zijn de ecologisten van Agalev die uitzonderlijk als gevolg van de dioxinecrisis in 1999 boven 10% zullen klimmen, en eerst aarzelend en nadien verkiezing na verkiezing de fors groeiende extreem rechtse en Vlaams nationale partij Vlaams Blok. Christen democraten
Liberalen
Socialisten
2010
2007
2003
1999
1995
1991
1987
1985
1981
1978
1977
1974
1971
1968
1965
1961
1958
1954
1950
1949
100
90
80
70
60
50
40
30
20
10
0
1946
% geldige stemmen
Figuur 1.
Verkiezingen voor de Kamer: percentage behaalde stemmen.
Parlementsverkiezingen 1946‐2010 ‐ Vlaamse kantons
Samen
De bokkensprong van de Christen democraten van de CD&V na 2003 zijn toe te schrijven aan het kartel met de opvolger van de Volksunie (N‐VA), maar dit werd nadien in 2010 ook haar neergang toen de deze partij zelfs uitgroeide tot de grootste van het ganse land (in stempercentage). Ook de andere politieke formaties, de socialisten en liberalen en niet in het minst Vlaams Belang (niet in de figuur) staan heel wat stemmen af aan N‐VA (Swyngedouw & Abts, 2011; Abts e.a., 2011). De hier ruw geschetste trends illustreren ook het op en neergaan van het belang van politieke onderwerpen zoals de ideologische (of sociaal economische breuklijn) die niet steeds even sterk speelt, de filosofische of levensbeschouwelijke breuklijn die duidelijk aan belang inboet als men naar de sterkte van de Christen democratie denkt, de milieuproblematiek, en de communautaire spanningen die blijkbaar in de recente verkiezingen dominant aanwezig zijn. Toch is dat niet zo zwart wit. Onderzoek leert dat de overwinning van de N‐VA ook toe te schrijven is aan economische thema’s, zonder over de rol van charismatisch leiderschap te spreken. 4
Hoe dan ook, als men deze evolutie beschouwt zou het zeer verwonderlijk zijn indien deze trend niet zou samengaan met veranderingen in de relatie tussen stemgedrag en kerkbetrokkenheid. Men zou de vernieuwde levenskracht van de CD&V in 2007 niet alleen aan het kartel met N‐VA maar ook aan de weerslag van de afhandeling van de ethische thema’s door coalities na 1999 waarbij christen democraten voor het eerst sinds 1958 niet meer betrokken waren. De weerstand tegen een aantal regelingen rond het homohuwelijk en euthanasie zouden kerkbetrokken kiezers er toe kunnen aangezet hebben om opnieuw voor de Christen democraten te kiezen. Hierop ingaan zou ons te ver leiden, dat is voor een andere gelegenheid. 2.2. Afnemende betrokkenheid bij de kerk: de verder dalende trend na 1991 Als men een betrouwbaar beeld wil krijgen over de evolutie van de kerkbetrokkenheid in Vlaanderen dan moet men enkele keuzen maken m.b.t. de te kiezen indicator en het meetinstrument. Er zijn gegevens over Vlaanderen beschikbaar in verschillende survey onderzoeken: het tweejaarlijks European Social Survey (ESS) sinds 2002, het tienjaarlijks Europees waardeonderzoek (EVS) sinds 1980, en het ISPO verkiezingsonderzoek vanaf 1991. De vragen naar het subjectief behoren tot een kerk, godsdienst of andere levensbeschouwelijke groepering, en vervolgens naar de deelname aan publieke erediensten, wordt naargelang van het survey anders gesteld. Dit levert verschillen op in de schattingen. Zo raamt de vraag van ESS aanzienlijk meer mensen op die beweren niet te behoren tot een godsdienstige groepering en ligt het aantal ondervraagden dat zichzelf als katholiek beschouwt in Vlaanderen een stuk lager (rond 45%) dan de ramingen in ISPO (boven 50%) en EVS (56%). ISPO en EVS maken gebruik van een ééntraps vraag.3 Ook de context verschilt. EVS scoort het hoogst inzake “behoren tot een godsdienst” omdat het ganse onderzoek aangekondigd wordt als een onderzoek over waarden, ethiek en godsdienst. Daardoor is er meer medewerking van mensen die daar interesse voor hebben. Maar welk survey men ook gebruikt, de algemene trend is overal dezelfde: het aantal Vlamingen boven 18 jaar dat zichzelf tot een godsdienstige groepering rekent en regelmatig deelneemt aan publieke erediensten daalt met de tijd, en ook met de generaties (Dobbelaere e.a., 2011). Als men over de tijd wil vergelijken is het aangewezen om dezelfde bron te gebruiken. Wij kiezen vanzelfsprekend voor de ISPO gegevens omdat de relatie tussen kerkelijkheid en stemgedrag ook op die bron gebaseerd is. We kunnen bijgevolg de evolutie tussen 1991 en 2010 bekijken. De kerkelijke betrokkenheid wordt in het ISPO gemeten aan de hand van twee vragen die in alle surveys aanwezig zijn: de vraag naar het (subjectief) behoren tot een godsdienst of levensbeschouwelijke groepering, en de vraag naar de deelname aan publieke erediensten. Combinatie van deze twee indicatoren resulteert in een typologie bestaande uit de volgende categorieën: niet behorend (of geen godsdienst); vrijzinnig; randkerkelijk (katholieken die buiten familiale of sociale verplichtingen zelden of nooit deelnemen aan erediensten); modale katholieken (katholieken die minstens op de grote kerkelijke feestdagen deelnemen maar minder dan maandelijks), kernkatholieken (katholieken die maandelijks of meermaals per maand deelnemen); andere 3
De ééntraps vraag over de godsdienstige groepering waartoe men zich subjectief rekent luidt: “tot welke van groeperingen op deze kaart rekent U zichzelf?”). De tweetraps vraag wordt voorafgegaan door een filtervraag: “Rekent U zichzelf tot één van deze godsdiensten?”. En indien ja “welke?”.
5
godsdiensten (degenen die zichzelf als behorend tot een godsdienst beschouwen maar die niet katholiek zijn zoals Protestanten, Joden en Moslims).4 De hier gebruikte typologie verschilt enigszins van de meer strikte meting gebruikt door Karel Dobbelaere in EVS omdat hij daar nog de vraag kan gebruiken over de actieve betrokkenheid bij godsdienstige verenigingen. Uit onderzoek blijkt dat onze typologie sterk samenhangt met een meer complexe variabele godsdienstige betrokkenheid maar dat die er natuurlijk niet helemaal mee samenvalt. Bij dit laatste worden ook nog andere dimensies in rekening gebracht zoals de mate van godsdienstigheid en bidden (ESS), bijkomend de geloofsdimensie en actief participeren aan godsdienstig verenigingsleven (EVS). Hier hebben we hoogstens een beperkte proxy variabele voor godsdienstigheid. Daarom geven we de voorkeur aan de term “kerkbetrokkenheid” in plaats van godsdienstigheid. Tabel 1. Evolutie van de kerkelijke betrokkenheid in Vlaanderen in de ISPO verkiezingsonderzoeken van 1991 tot 2010. Kerkbetrokkenheid Katholiek Kernlid
Modaal lid
Randkerkelijk
Niet katholiek Andere godsdienst
Vrijzinnig
Geen
N 1991 24,4 15,4 35,1 3,9 8,9 12,3 2690 1995 22,5 23,5 32,1 1,9 8,3 11,7 2099 Jaartal van verkiezingsonderzoek 1999 2003 2007 18,6 12,3 9,2 22,0 19,4 16,7 35,8 47,1 43,9 1,1 3,0 4,6 9,0 7,1 9,4 15,6 11,3 16,7 2171 1206 1176 2010 7,6 20,0 43,1 3,4 8,7 17,2 1071 Figuur 2 toont duidelijk aan dat het aantal Vlamingen dat zich niet katholiek noemt toegenomen is in de ISPO onderzoeken. Dit is vooral het geval na 2007. Ook het aandeel van de randkerkelijken is sinds 1991 nog toegenomen, vooral na 1999. Deze veranderingen gaan ten koste van de kernkatholieken die volgens de ISPO gegevens in 2010 op 7,6% kunnen geraamd worden. De omvang van de modale kerkleden varieert nogal van het ene jaar tot het andere. Dit komt waarschijnlijk omdat deze categorie het resultaat is van een tweevoudige beweging: modale katholieken worden marginaal katholiek (of behoren niet langer tot een kerk), en kernkatholieken worden modale katholieken. In het ISPO wordt het aandeel van degenen die niet tot een kerk of godsdienst behoren (vrijzinnigen inbegrepen) in 2010 op 26% geraamd. Dat is, zoals reeds vermeld, een pak lager dan in onderzoeken (zoals ESS) die een tweetrapsvraag gebruiken. Men moet er wel rekening mee houden dat de ontkerkelijking vooral versneld is gebeurd in de jaren zestig en zeventig want voordien werd nog een wekelijkse kerkpraktijk van boven 60% opgetekend (Dobbelaere, 2000: 123). De peiling van 1991 komt dus op een tijdstip waar al een verandering had plaats gegrepen die drastischer is dan wat nadien plaats had. 4
De vraag naar het behoren tot een godsdienst werd in 1995 aangevuld met een categorie “christelijk maar niet katholiek” maar een analyse van de gegevens van de drie panel surveys waarbij dezelfde ondervraagden drie keer werden benaderd toont aan dat men deze in onze typologie best bij de katholieken rekent.
6
Figuur 2. Evolutie van de percentages kernkatholieken, modale kerkleden, randkerkelijken, en zij niet behoren tot een kerk of godsdienst.Vlaanderen 1991‐2010 (ISPO)
100
90
80
70
60
50
.
40
30
20
10
0
1991
Kernkatholieken
1995
1999
2003
Modale kerkleden
2007
Randkerkelijken
2010
Geen kerk/v
3. De relatie tussen kerkbetrokkenheid, lidmaatschap van sociale organisaties en stemgedrag Laten we nu de relaties tussen kerkbetrokkenheid en stemgedrag, en tussen lidmaatschap van een mutualiteit en een beroepsvereniging (met focus op de vakbond) onder ogen nemen. Voor de periode 1974‐2010 is informatie beschikbaar over de relatie tussen een aantal sociale achtergrondkenmerken en het stemgedrag. Voor het midden van de jaren zeventig kan men gebruik maken van het AGLOP‐onderzoek van 1974.5 Dit onderzoek bevat informatie over het stemgedrag, de leeftijd, de kerkelijke betrokkenheid en lidmaatschap van een mutualiteit van de ondervraagden. Er zijn tussen 1974 en 1990 een aantal Regioscopes, beschikbaar maar ofwel is de Vlaamse steekproef te beperkt ofwel zijn voor ons opzet te weinig relevante variabelen aanwezig. De gegevens tussen 1991 en 2010 zijn verzameld in het kader van de grootschalige postelectorale onderzoeken van ISPO hebben betrekking op de parlementsverkiezingen (Kamer) van 1991, 1995, 1999, 2003, 2007 en 2010. Met het oog op vergelijkingen over de tijd is deze reeks meer betrouwbaar. 5
De AGLOP‐enquête gaat door voor het eerste grootschalig postelectoraal onderzoek. Het werd uitgevoerd door UNIOP in 1974 onder impuls van Franstalige politicologen (Frognier, 1975). De Vlaamse steekproef bedraagt 522 eenheden. Er zijn 502 Waalse kiezers in de steekproef, en 497 Brusselaars. Dit is het voornaamste grootschalig politiek onderzoek uit die periode dat min of meer bruikbaar is. De non‐
respons voor België bedroeg 27% en er is ook veel item non‐respons op de rapportering van het stemgedrag. 7
In elk van de gebruikte onderzoeken zijn er vergelijkbare gegevens over de relatie tussen de uitgebrachte stem en een aantal sociale kenmerken zoals sekse, leeftijdsklasse (in zes categorieën), de kerkelijke betrokkenheid (geen, vrijzinnig, randkerkelijk, kerkelijk katholiek, kerks katholiek en andere)6, en de mutualiteit (christelijk, socialistisch, neutraal, andere). Over enkele andere kenmerken hebben we informatie sinds 1991, met name het actief lidmaatschap van verenigingen, de genoten opleiding (lager, lager secundair, hoger secundair, hoger), en het lidmaatschap van een beroepsvereniging of vakbond (christelijk, socialistisch, liberale, andere7 of geen). Er is vergelijkbare informatie over de beroepscategorie vanaf 1991. In het kader van de vraag die hier aan de orde is, hebben we uiteraard vooral belangstelling voor de kerkelijke betrokkenheid en het lidmaatschappen van een vakbond en een mutualiteit. Bij het lidmaatschap van verenigingen is het mettertijd niet meer zo eenvoudig om een onderscheid te maken naargelang van de ‘zuilaanhorigheid’. Daarom worden maar twee categorieën gebruikt: al of niet naar eigen zeggen actief lid. 3.1. De globale samenhang tussen stemgedrag en sociale achtergrond Volgens de individualiseringstheorie zou de invloed van alle sociale kenmerken op de politieke keuzen die burgers maken steeds zwakker worden (Felling, 2004). Specifiek wat ons onderwerp aangaat, wordt verondersteld dat individualisering samengaat met een verzwakking van de band tussen politieke keuzen enerzijds en kerkelijke betrokkenheid, mutualiteit en vakbond/beroepsvereniging anderzijds. Mensen zouden immers steeds vaker kiezen op basis van persoonlijke voorkeuren en die keuze zouden minder voorspelbaar zijn. In het bijzonder wat kerkelijke betrokkenheid aangaat leidt secularisering bijkomend tot een verzwakking van de relatie tussen godsdienstige affiliatie en politieke voorkeur. Secularisatie wordt immers beschouwd als het autonoom van de godsdienst worden van maatschappelijke domeinen, zoals de politiek. Dobbelaere (2000: 144‐150) gebruikt hiervoor het begrip “functionele differentiatie. De beschikbare gegevens laten toe om beschrijvend na te gaan of er inderdaad sprake is van een verzwakking van de band tussen de vermelde structurele kenmerken en de politieke keuzen bij verkiezingen. De maat Cramers’ V8 is een geschikte indicatie. Deze drukt de globale samenhang uit tussen de keuze van een politieke partij en elk van deze kenmerken, en de maat varieert van 0 tot 1. Op grond van de individualisering mag men verwachten dat de waarde van deze maat voor elk van de onderzochte kenmerken met de tijd kleiner wordt. De maten in Tabel 2 hebben 6
Het verschil tussen kerkelijk en kerks katholiek is het volgende. Kerkse katholieken nemen minstens meermaals maandelijks deel aan de publieke erediensten, kerkelijke katholieken doen dat minstens bij kerkelijke feestdagen en meerdere keren per jaar. 7
Het aantal respondenten aangesloten bij de liberale vakbond is in sommige van de surveys te klein omwille van de kleinere steekproef omvang. Dan wordt die categorie samengevoegd met “andere”. Deze categorie bevat leden van andere beroepsorganisaties dan vakbonden. Daaronder zitten ook Christelijke organisaties zoals de boerenbond. Aangezien geen lidmaatschap de referentiecategorie is zorgt dit niet voor een vertekening van de parameters voor de Christelijke en de socialistische vakbond. 8
Cramers’ V is een genormeerde maat met de waarde 0 indien de het stemgedrag onafhankelijk is van een kenmerk, en de waarde 1 bij perfecte samenhang De grootte van deze maat kan vergeleken worden voor gelijkaardige tabellen, ook al verschilt de steekproefomvang. Deze maat is gebaseerd op de ² statistiek bij een contingentietabel:  = [/N(L‐1)]1/2 (L is de kleinste van het aantal rijen of kolommen (Hays, W.L., Statistics, Holt & Saunders, 1981 (derde editie): 557). 8
betrekking op de globale samenhangen tussen stemgedrag en kenmerken zonder aandacht voor specifieke relaties tussen een bepaalde partij en de positie op een bepaald kenmerk. Het gaat hier om waargenomen bruto relaties tussen elk sociaal kenmerk en het stemgedrag. De netto effecten9 worden verder besproken. De samenhang tussen sekse en stemgedrag is globaal in de bestudeerde periode nooit heel sterk geweest en in zover die samenhang al beduiden is lijkt die nog af te nemen. De globale samenhang tussen leeftijd en stemgedrag is stabiel. Natuurlijk zijn er doorheen de tijd verschillen tussen de steun van bepaalde leeftijdsgroepen voor de ene of andere partij, maar dat is hier niet aan de orde. We bekijken hier de globale samenhang. Wat de relatie tot de beroepscategorie aangaat is er eveneens weinig verandering waar te nemen. In de relatie tussen stemgedrag en het genoten onderwijs is er tussen 1974 en 2003 globaal genomen ook niet zoveel verandering waar te nemen. Van de voorspellingen vanuit de individualiseringtheorie met betrekking tot de verminderde voorspelbaarheid van het stemgedrag vanuit deze sociale kenmerken is alles samen genomen weinig terug te vinden in de empirische gegevens. Dit werd ook al vastgesteld in verband met opvattingen over het huwelijk (Vandecasteele & Billiet, 2004: 226). De globale samenhangen tussen sociale kenmerken en partijkeuzes lijken redelijk bevroren. Dit wil natuurlijk niet zeggen dat er niets verandert in de samenhang tussen specifieke categorieën van elk sociaal kenmerk en specifieke partijen aangaat. Tabel 2 De globale samenhang tussen stemgedrag en sociale achtergrondvariabelen (Cramers’ V), in de Federale verkiezingen voor de Kamer ,in 1974, en in de periode 1991‐2010 (Vlaanderen) Vlaanderen Variabele (# categorieën) Sexe (2) Leeftijdsklassen (6) Genoten opleiding (4) Kerkbetrokkenheid (6) Vakbond (5) Mutualiteit (4) Lidmaatschap vrij org, (2) Beroepscategorie (7) 1974 N = 497 0,156 0,194 (‐) 0,274 (‐) 0,294 (‐) (‐) 1991 N = 2690 0,123 0,147 0,147 0,246 0,246 0,325 0,154 0,128 1995 N = 2099 0,140 0,127 0,146 0,228 0,207 0,329 0,168 0,149 1999 N = 2179 0,154 0,154 0,188 0,205 0,237 0,320 0,174 0,145 2003 N = 1218 0,122 0,153 0,178 0,190 0,174 0,281 (0,102)* 0,153 2007 N = 1116 0,179 0,110 0,112 0,204 0,201 0,266 0,193 0,123 2010 N = 1072 0,175 0,140 0,205 0,187 0,239 0,290 0,159 0,163 Source: Glopo survey in 1976 ISPO/PIOP Verkiezingsonderzoeken van 1991 tot 2010, ( )* niet significant op α‐niveau 0,05, (‐) niet beschikbaar, Hoe zit het met de samenhang tussen stemgedrag en lidmaatschap van “zuil” organisaties, of kerkbetrokkenheid? In zijn studie over het maatschappelijk middenveld toont Marc Hooghe aan dat de interne integratie van de traditionele zuilorganisaties nog heel sterk is als men de ideologische congruentie van lidmaatschappen en stemgedrag als criterium neemt. Als voorbeeld toont deze onderzoeker dat in 1995 nog steeds rond 45% van de leden van het ACV voor de CVP stemmen daar waar het gemiddelde percentage bij alle Vlaamse kiezers nog maar 9
Dit zijn de effecten van elk kenmerk op het stemgedrag uitgezuiverd voor de andere bestudeerde kenmerken. Dan wordt bijvoorbeeld uit het effect van de kerkelijke betrokkenheid op het stemmen het effect van leeftijd, mutualiteit, vakbond, enz. weggenomen. 9
27,3% bedraagt (Hooghe, 1999). Dit kan niet ontkend worden. De vraag is of dit nu in 2010 nog zo is. De voorspelbaarheid van het stemmen voor een partij vanuit informatie over de kerkelijkheid, en het lidmaatschap van een mutualiteit, of een vakbond is globaal in de ganse beschouwde periode relatief weinig veranderd in vergelijking met de samenhang tussen stemgedrag en de andere sociale kenmerken (zie Tabel 2). Het lidmaatschap van een mutualiteit blijft onder alle sociale kenmerken nog steeds de sterkste samenhang vertonen met het stemgedrag. Het lidmaatschap van een vakbond of beroepsvereniging lijkt vanaf 2003 wat af te nemen maar is in de verkiezingen van 2010 wellicht weer wat sterker. Dit moet verder bekeken worden. De relatie van de kerkbetrokkenheid met politieke keuzen is, zoals de secularisatiehypothese voorspelt gestaag verzwakt maar is nog steeds beduidend. De samenhang van het genoten onderwijs op het stemgedrag lijkt toe te nemen. Actief lidmaatschap van verenigingen, zonder specificatie van de ‘kleur’, valt heel wat zwakker uit maar verandert niet veel in de tijd (zie Tabel 2). Tot zover de globale samenhang tussen partijen en alle categorieën van de achtergrondkenmerken samen. Er kunnen grote verschillen bestaan tussen de electoraten. Dit wordt nu van meer nabij bekeken. 3.2. De globale netto effecten van kerkbetrokkenheid en zuilaffiliatie op het stemgedrag De relaties in Tabel 2 hebben als nadeel dat ze niet tonen hoe sterk een relatie van een sociaal kenmerk tot het stemgedrag op zich. Sommige van die kenmerken vertonen onderlinge samenhang, bijvoorbeeld kerksheid en leeftijd: hoe jonger men is des te minder kerkelijk men is. Het is dus goed mogelijk dat de relatie tussen de kerkbetrokkenheid en de voorkeur voor een politieke partij toegeschreven moet worden aan de onderlinge relatie van kerkelijkheid en leeftijd. Dan is dat een schijnbare relatie. Dat geldt ook voor een aantal andere kenmerken die met elkaar verband houden, leeftijd en opleiding bijvoorbeeld. Om deze schijnbaarheid uit te sluiten en om “zuiver” te kunnen nagaan hoe groot het globaal effect van kerkbetrokkenheid en zuilaffiliatie op stemgedrag is moeten de relaties (of effecten) van alle beschikbare sociale kenmerken met het stemgedrag samen onderzocht worden. Wij doen dit met behulp van een regressieanalyse die geschikt is voor onze uitkomstvariabele “stemgedrag”: een multi‐variate logistische regressieanalyse voor uitkomstvariabele met meer dan twee categorieën. De variabele, de partij waarvoor men naar eigen zeggen tijdens de recente parlementsverkiezing gestemd heeft, heeft zoveel categorieën als er partijen zijn.10 Onze interesse richt zich op de effecten van kerkbetrokkenheid, en lidmaatschap van een mutualiteit en vakbond/beroepsvereniging, uitgezuiverd voor hun onderlinge samenhang, en ook voor de samenhang met de relevante sociale kenmerken: leeftijd (6 klassen), sekse, genoten opleiding (4 klassen), de beroepscategorie (7 klassen), en het al of niet actief lidmaatschap van vrije organisaties. De globale test in Tabel 3 toont de omvang van de globale netto effect van de sociale variabelen op het stemgedrag per verkiezingsjaar. Voor elke kenmerk wordt als 10
De analyse gebeurt met de CATMOD procedure van SAS® omdat die een multinomiale te verklaren variabele toelaat. 10
hypothese gesteld dat dit kenmerk onafhankelijk is van het stemgedrag. Dan wordt nagegaan hoezeer het onder deze hypothese gestelde zero verband (de nulhypothese) afwijkt van het geobserveerde verband. De mate van afwijking wordt uitgedrukt in een test‐statistiek L².11 Als deze te groot is om bij toeval in de steekproef tot stand te komen, dan wordt de (nul)hypothese verworpen dat er geen verband is tussen het kenmerk en stemgedrag. Hoe groter de waarde van onze teststatistiek, gegeven het aantal vrijheidsgraden, hoe sterker het verband tussen het betreffende kenmerk en het stemgedrag. Om te kunnen vergelijken tussen de verschillende kenmerken, in elk peiljaar wordt de L² waarde gedeeld door het aantal vrijheidsgraden (L²/df). Tabel 3 geeft ons een beschrijvende12 indruk van de evolutie van de netto‐effecten omdat we dan een vergelijkbare waarde krijgen per vrijheidsgraad. In de tabel kan men nagaan welke effecten beduidend groter zijn en voor welk kenmerk de netto samenhang met het stemgedrag verdwijnt. 11
de Likelihood ratio Chi‐square test statistiek. De verschillen tussen de kenmerken onderling en tussen de kenmerken in elk jaar worden niet getest. We nemen als vuistregel dat een verschil toch minsten 2 punten moet bedragen ombeduidend genoemd te worden. 12
11
Tabel 3. Logistisch regressie model voor stemgedrag bij de federale verkiezingen voor de Kamer (Vlaamderen: 1991‐2010), Globale variantie analyse* Parameter Intercept Leeftijdklasse Sekse Opleiding Beroepscategorie Kerkbetrokkenheid Mutualiteit Vakbond Lidmaatschap vr, rg df 6 30 6 18 36 30 18 30 6 1991 L²/df p 14,57 2,88 <0,0001 2,89 0,0080 2,13 0,0034 2,15 <0,0001 7,19 <0,0001 16,70 <0,0001 5,47 <0,0001 2,93 0,0074 1995 L²/df p 13,84 2,29 0,0001 3,25 0,0034 2,16 0,0029 2,66 <0,0001 5,25 <0,0001 14,38 <0,0001 2,72 <0,0001 2,99 0,0064 1999 L²/df p 5,48 2,60 <0,0001 2,91 0,0077 3,17 <0,0001 2,03 0,0002 5,34 <0,0001 13,17 <0,0001 4,09 <0,0001 3,56 0,0016 2003 L²/df p, 13,71 1,74 0,0071 1,86 0,0834 1,71 0,0310 0,96 0,0543 2,65 <0,0001 8,35 <0,0001 1,89 0,0052 1,25 0,2771 2007 L²/df 3,50 0,94 5,54 1,45 0,74 3,21 5,18 1,72 3,40 p 0,5530 <0,0001 0,0993 0,8750 <0,0001 <0,0001 0,0157 0,0024 2010 L²/df 5,75 2,48 1,37 2,16 1,94 2,98 5,91 3,76 1,12 p 0,0212 0,0917 0,0030 0,0015 <0,001 <0,0001 <0,0001 0,3490 * Het aantal vrijheidsgraden is op een paar uitzonderingen na hetzelfde voor de verschillende verkiezingsjaren. Vanaf 2003 onderscheiden we omwille van de kleinere steekproefomvang slechts 4 categorieën in het kenmerk vakbond door het samenvoegen van de liberale vakbond met ‘andere’. Bronnen: Eigen berekeningen voor 1991 en 1995; Voor 1999 tot 2010: Abts e.a., 2011: 15 maar met een nieuwe berekening voor 2010 op de steeproef van ISPO met de EVS steekproef omwille van de verschillend definitie van kerkbetrokkenheid in de ESS steekproef. 12
Aan de hand van de p‐waarde (p: probability) kan men nagaan of een globaal effect statistisch significant is. Heel kleine waarden13 vertellen ons dat de kans klein is dat het waargenomen verband tussen een kenmerk en het stemgedrag in onze gegevens aan het toeval toe te schrijven is, en we nemen dan aan dat het stemgedrag wel degelijk afhankelijk zijn van het betreffende kenmerk. Tabel 3 toont duidelijk dat de meeste structurele prediktoren van het stemgedrag nog steeds een invloed hebben, maar we kunnen er niet uit afleiden of hun sterkte in lijn van de individualiseringsthese afgenomen. Deze globale effecten zijn immers mede afhankelijk van de omvang van de steekproeven die tot in 1999 gevoelig groter zijn dan nadien. Daarom kunnen we in Tabel 3 alleen de effecten per peiljaar vergelijken. Om toch de effecten van de kernvariabelen over de tijd te kunnen vergelijken worden de steekproeven met behulp van wegen vergelijkbaar gemaakt (ongeveer 1000 eenheden).14 Dit gebeurt in Figuur 3. De verhouding tussen de netto effecten van de sociale kenmerken onderling die ons onze aandacht gaande houden is eveneens duidelijk zichtbaar in die figuur. Figuur 3. Netto globaal effect (L ²/df ) van kerkbetrokkenheid, en lidmaatschap van mutualiteit en vakbond op het stemgedrag. Vlaanderen 1991‐2010
25
20
15
10
5
0
1991
1995
1999
2003
Kerkbetrokkenheid
Mutualiteit
2007
2010
Vakbond
13
Bijvoorbeeld p < 0,001.
Deze operatie wijzigt de grootte van de geschatte specifieke effectparameters per kenmerk en per partij in de
tabellen 4 en 5 niet. De gelijkstelling van de steekproeven gebeurt alleen met het oog op een correcte visuele
weergaven van het tijdsverloop in Figuur 3.
14
13
Wat het globaal netto effect van het behoren tot een mutualiteit aangaat stellen we vast dat dit effect in de ganse periode uitsteekt boven de twee andere prediktoren van stemgedrag, en dus sterker is en nog steeds beduidende rol speelt in 2010. In vergelijking tot het effect van kerkelijke betrokkenheid is de invloed van het behoren tot een mutualiteit wel wat afgenomen in 2007. De licht neergaande lijn die het globaal netto effect van kerkbetrokkenheid op stemgedrag vertoont, lijkt gestopt te zijn in 2003 en is mogelijks wat toegenomen in 2007 toen het kartel van Christendemocraten en N‐A op winst kwam. Men kan zich afvragen of de ervaring van acht jaar regeringen die een aantal maatregelen op ethisch gebied doorvoerden (o.m. euthanasie en huwelijk van mensen van dezelfde sekse) een aantal kerkelijk betrokken kiezers er heeft toe aangezet om opnieuw voor de christen democraten te stemmen. Onze gegevens laten echter niet toe om dit aan te tonen. In 2010 lijkt het effect van de vakbond op het stemgedrag iets sterker dan het effect van de kerkelijke betrokkenheid. Bij de interpretatie van deze effecten moet men zeker voor ogen houden dat de marginale verdelingen van vooral de kerkelijke betrokkenheid en het stemmen zeer sterk gewijzigd zoals blijkt uit Figuur 1 en Tabel 1. We komen hier nog op terug. Het stemmen voor de christen democraten wordt nog steeds sterk bepaald door de betrokkenheid bij de kerk, maar de omvang van het aantal kiezers dat deze twee kenmerken vertonen is veel kleiner geworden. We zullen dit nader bekijken.15 Uit de vergelijking in de tijd blijkt dat het netto effect van kerkelijke betrokkenheid, de mutualiteit en de vakbond zijn afgenomen op het stemmen voor specifieke partijen (Abts, e.a., 2006). De volgorde van de effecten blijft echter ongewijzigd met op kop het behoren tot een mutualiteit. 3.3. Kerkbetrokkenheid, zuil affiliatie, en de netto kansen om op een partij te stemmen Tot zover de globale effecten. Hiermee weten we natuurlijk nog niet welke partijen een grotere of kleinere kans hebben om een stem te krijgen naargelang van specifieke sociale kenmerken. Om daar zicht op te krijgen moeten we naar de specifieke effecten van elk kenmerk op elke partijvoorkeur gaan kijken en de netto kansen nagaan om te zien hoe sterk die boven of onder het gemiddelde voor alle kiezers liggen. De reden hiervan is dat andere kenmerken die vooral met de kerkelijke betrokkenheid samengaan, zoals de leeftijd, in de bruto percentages worden meegerekend. Hier past een opmerking. De bruto kansen (of percentages) zijn deze die men terug vindt in de geobserveerde kruistabellen van elk kenmerk met het stemgedrag. Iemand die daar bijvoorbeeld een kernkatholiek is en die voor de CD&V stemt is in de werkelijkheid ook iemand die man of vrouw is, een beroep heeft, lid is van een mutualiteit, enz. Als we op basis van een statistisch model de netto kansen berekenen dan is dat niet meer zo. Een kiezer die in de geschatte tabel in de cel van kernkatholiek en CD&V gevonden wordt is in zekere zin uitsluitend kernkatholiek. Dat is natuurlijk fictief want komt in de werkelijkheid niet voor. Alhoewel de tabel met de geschatte netto kansen er uit ziet als een gewone tabel, is dit een bijgevolg hypothetische 15
Men moet echter bij de interpretatie van de evolutie van het globaal effect van de vakbond voorzichtig zijn omdat tot 1999 de Christelijke, de socialistische, en de liberale vakbond duidelijk konden onderscheiden worden van lidmaatschap van andere beroepsgroepen en van hen die helemaal geen lid. Dit komt omdat de steekproeven toen groter waren dan nadien. Vanaf 2003 kan het onderscheid tussen liberale vakbond en de overige beroepsgroepen niet meer gemaakt worden. In 2010 is dat weer mogelijk omdat de andere beroepsgroepen vrijwel ontbreken.
14
constructie. Het gaat om kansen om voor een partij te stemmen naargelang van een bepaald kenmerk, uitgezuiverd voor alle andere gemeten variabelen in het model.16 Men krijgt dan m.a.w. zicht op hoe iemand zou stemmen uitsluitend als gevolg van het bezitten van één kenmerk. Hypothetisch dus, maar toch heel informatief omdat deze kansen zuiver zijn. Om duidelijk te maken dat het niet om geobserveerde percentages gaat maar om in een statistisch model geschatte kansen tonen we geen percentages maar proporties. In de marginale verdeling tonen we de proportie behaalde stemmen door een partij voor alle kiezers. Indien men de grootte van een effect wil kennen, dan moet men gewoon per rij de totale voor die partij aftrekken van de proportie behaald voor een kiezer die het specifiek kenmerk vertoont. De verschillen kunnen positief zijn indien het kenmerk een positief effect heeft op het stemmen voor die bepaalde partij, of negatief indien de kans lager is dan de kans gemiddeld voor alle kiezers (zie de tabellen 4 en 5). Indien we deze kansen zouden berekenen en tonen voor alle verkiezingen tussen 1991 en 2010 voor elke categorie van elk kenmerk dan hebben we veel ruimte nodig om dit weer te geven. Daarom worden hier uitsluitend de gegevens voor 1991 en voor 2010 getoond en besproken. Dit is het begin en het einde van de hier bestudeerde periode. Voor degenen die geïnteresseerd zijn in de andere verkiezingsjaren verwijzen we naar vorige studies (Swyngedouw & Beerten, 1998: 13‐26; Depicker & Swyngeouw, 2002: 9; Goeminne e.a., 2007: 13‐14; Abts e.a., 2011: 18). Bij de bespreking zullen we ons ook beperken tot wijziging in de effecten van kerkbetrokkenheid en mutualiteit omdat het effect vanwege vakbondlidmaatschap minder betrouwbaar vergelijkbaar is over de tijd (zie voetnoot 12). De andere sociale kenmerken die ook in het model zijn opgenomen, worden niet behandeld. Tabel 4. Marginale kans en conditionele kansen om voor elke partij te stemmen voor de Kamer in 1991 een 2010 in Vlaanderen naargelang van de kerkelijke betrokkenheid (gecontroleerd de sociale kenmerken en zuil affiliatie)* Verkiezingen 1991 Kiezerskorpsen Christen dem. (CVP) Socialist (SP) Liberaal (PVV) Volksunie Vlaams Blok Agalev Blank ongeldig Geen Vrijzinnig Marginaal katholiek Modaal katholiek Kern katholiek 0,100 0,249 0,139 0,095 0,201 0,111 0,104 0,053 0,290 0,238 0,050 0,183 0,133 0,053 0,208 0,220 0,241 0,097 0,102 0,066 0,067 0,324 0,183 0,179 0,072 0,070 0,073 0,072 0,486 0,102 0,145 0,101 0,049 0,052 0,058 Geen Vrijzinnig Marginaal katholiek Modaal katholiek Kern katholiek 0,076 0,144 0,231 0,241 0,165 0,101 0,039 0,042 0,194 0,140 0,314 0,109 0,153 0,048 0,145 0,134 0,130 0,329 0,133 0,069 0,060 0,331 0,104 0,115 0,268 0,091 0,039 0,052 0,352 0,136 0,083 0,253 0,133 0,029 0,015 Verkiezingen 2010 Kiezerskorpsen Christen dem. (CD&V) Socialist (SP.a) Liberaal (Open VLD) N‐VA Vlaams Belang Groen Blank ongeldig 16
Alle kiezers 0,270 0,195 0,190 0,094 0,104 0,078 0,070 Alle kiezers 0176 0,149 0,140 0,283 0,126 0,071 0,055 De parameters van en logit model zijn niet eenvoudig te interpreteren. Het gaat om de af- of toename van
kansverhoudingen om tot een partij te behoren en niet tot de referentiepartij. Wij gebruiken een procedure die
deze parameters omzet in kansen.
15
* De logit parameters zijn uitgedrukt in kansen, De effecten bekomt men door de kans voor elke partij af te trekken van de marginale kans (alle kiezers), Deze effecten zijn nul, positief of negatief,, De categorieën ‘andere godsdienst’ en ‘overige’ partij zijn niet opgenomen omwille van de kleine omvang. Tabel 4 toont duidelijk aan dat in 2010 nog enkele sterke effecten bestaan van kerkbetrokkenheid op het stemmen voor sommige partijen. Indien men in 2010 redelijk tot sterk kerkelijk betrokken is (modaal of kern katholiek) dan is de kans om voor de christen democraten (CD&V) te stemmen dubbel zo groot als in de totale bevolking. Als men vergelijkt met 1991 dan is dit effect zelfs sterker, vooral onder de modale katholieken maar het deel van de kiezers dat daarbij betrokken is werd veel kleiner. Zo’n twintig jaar geleden hadden de modale katholieken iets meer kans om voor de CVP te stemmen (0,32 versus 0,27 gemiddeld), maar nu is dat zoals vermeld bijna het dubbele. Onder de kernkatholieken was in 1991 de kans om voor de CVP te stemmen 1,8 keer groter dan gemiddeld (0,486/0,27) maar in 2010 is dat dubbel zo veel. Als we dit bekijken in het licht van de dalende kerkelijkheid zouden we kunnen veronderstellen dat de kleiner geworden groep van modale katholieken en de kern katholieken qua stemgedrag (en misschien ook op andere vlakken) meer op elkaar zijn gaan gelijken. De kans om voor de christen democraten te stemmen is onder de randkerkelijken zoals voorheen lager dan het gemiddelde. Degenen die niet behoren tot een godsdienstige groepering of die zichzelf vrijzinnig noemen hebben nog steeds weinig kans om voor de christen democraten te stemmen bij verkiezingen. Een andere merkwaardige vaststelling is dat de N‐VA in 2010 bij de kiezers van alle categorieën van kerkbetrokkenheid bijna even goed scoort. De kansen voor die partij zijn bij de vrijzinnigen en randkerkelijken iets boven het gemiddelde, en bij de andere geledingen is dat een beetje lager. Voor die partij speelt de mate van kerkbetrokkenheid vrijwel geen rol. Dit patroon is min of meer vergelijkbaar met de Volksunie in 1991, maar die verzamelde toen maar ongeveer een derde van de stemmen van N‐VA in 2010. Toen bleken echter de vrijzinnigen het minst kans te hebben om bij de Volksunie terecht te komen. De eenmalig goede score voor Vlaams Blok bij deze kiezers (althans in de gegevens van ISPO) kan daar mee te maken hebben (voor een verklaring zie: Elchardus e.a. 1993). In 1991 werden de hoogste kansen om voor de socialisten of liberalen te stemmen opgetekend onder de vrijzinnigen en marginale katholieken. Bij hen die tot geen levensbeschouwelijke groepering behoorden haalde de SP de ook een hoge score, in tegenstelling tot de liberalen. Modale katholieken hadden duidelijk minder voorkeur voor deze partijen. In 2010 is dit merkbaar veranderd. Zoals vroeger halen de socialisten hun hoogste score bij de vrijzinnigen, zoals nu trouwens. Maar in 2010 hebben kernkatholieken bijna evenveel kans om voor de SP.a te stemmen als gemiddeld in de bevolking. Vergeleken met 1991 toen het Vlaams Blok vooral steun genoot onder niet katholieke kiezers is het belang van levenbeschouwelijke of kerkelijke betrokkenheid fors verminderd, en kerkse katholieken hadden in 2010 ongeveer evenveel kans om voor die partij te stemmen als gemiddeld in de kiesgerechtigde bevolking. Mogelijks is dit toe te schrijven aan de omstandigheid dat door de ontkerkelijking ook de samenstelling van de groep van de kernkatholieken qua houding tegenover sommige maatschappelijke onderwerpen gewijzigd is? Is dit nu een kleinere meer behoudende groep geworden? Voelen deze katholieken zich nu meer bedreigd door de aanwezigheid van ‘vreemden’? 16
Alles samen genomen is er weinig veranderd in de voorspelbaarheid van het stemmen voor de groenen vanuit kennis van de kerkbetrokkenheid. Modale en kerkse katholieken hebben nog steeds de kleinste kans. Tot zover de relatie van stemgedrag en kerkbetrokkenheid. Hoe zit het nu met het lidmaatschap van een mutualiteit, dit is het kenmerk dat het sterkst in verband staat met stemgedrag. De wijziging tussen 1991 en 2010 ziet men in Tabel 5. De sterkste globale effecten op het stemgedrag worden hier opgetekend. De omvang van het effect op specifieke partijen wordt pas echt duidelijk als men de kans om voor een partij te stemmen gaat bekijken naargelang van de mutualiteit waartoe men behoort. De invloed die daarvan uitgaat was al heel duidelijk in 1991. Om maar enkele opvallende bevindingen te vermelden: aangeslotenen bij de socialistische mutualiteit hadden toen bijna 45% kans om voor de SP te stemmen, en de kans dat leden van het liberaal ziekenfonds voor de PVV stemden was bijna 54%. Dit is telkens meer dan het dubbele onder alle kiezers. Ook de leden van de christelijke mutualiteiten stemden toen vaker voor de CVP (bijna 37% tegen 27% gemiddeld), maar het effect was toch wat zwakker dan bij de socialisten en liberalen. Leden van andere (neutrale) mutualiteiten hadden meer kans dan gemiddeld om voor de Volksunie te stemmen, maar ook de PVV deed het daar relatief goed. De keuze voor Agalev had weinig of niets te maken met lidmaatschap van een mutualiteit. Tabel 5. Marginale kans en conditionele kansen om voor elke partij te stemmen voor de Kamer in 1991 een 2010 in Vlaanderen naargelang van het lidmaatschap van een mutualiteit (gecontroleerd de sociale kenmerken en kerkbetrokkenheid)* Kiezerskorpsen Christen dem. (CVP) Socialist (SP) Liberaal (PVV) Volksunie Vlaams Blok Agalev Blank/ongeldig Kiezerskorpsen Christen dem. Socialist Liberaal N‐VA Vlaams Belang Agalev Blank/ongeldig Christelijk 0.366 0.135 0.157 0.097 0.101 0.074 0.067 Christelijk 0,244 0,112 0,099 0,273 0,130 0,092 0.051 Verkiezingen 1991 Liberal Andere 0.101 0.197 0.103 0.110 0.547 0.233 0.082 0.165 0.060 0.124 0.073 0.072 0.033 0.100 Verkiezingen 2010 Socialist Liberal Andere 0,070 0130 0.076 0,316 0,045 0,133 0,137 0,459 0,101 0,282 0,180 0,401 0,078 0,147 0,164 0,040 0,04 0,074 0.077 0.038 0.051 Socialist 0.101 0.448 0.126 0.048 0.115 0.087 0.074 Alle kiezers 0.270 0.195 0.190 0.094 0.104 0.078 0.070 Alle kiezers 0.176 0.149 0.140 0.283 0.126 0.071 0.055 * De logit parameters zijn uitgedrukt in kansen, De effecten bekomt men door de kans voor elke partij af te trekken van de marginale kans (alle kiezers), Deze effecten zijn nul, positief of negatief,, De categorieën ‘andere godsdienst’ en ‘overige’ partij zijn niet opgenomen omwille van de kleine omvang. 17
Dit laatste is niet gewijzigd, tenzij dat in onder de leden van de socialistische en liberale mutualiteiten minder dan gemiddeld kans is om voor Groen te stemmen. Verder zien we in 2010 effecten die zeer vergelijkbaar zijn met twintig jaar geleden wat het stemmen van de leden van christelijke, socialistische, of liberale mutualiteiten en de steun voor “hun” partij aangaat. Die kansen zijn nog steeds beduidend hoger dan gemiddeld: ruim 24% om voor de CD&V te stemmen bij de leden van een christelijke mutualiteit; bijna 32% bij leden van de socialistische mutualiteit om voor de SP.a te stemmen; onder liberalen zien we opnieuw de hoogste kans, bijna 46% stem voor de Open VLD als men tot een liberale mutualiteit behoort. Bij deze laatste is het effect nog even groot als in 1991 maar de kansen zijn natuurlijk kleine omdat ook de gemiddelde kansen voor deze partijen in 2010 beduidend kleiner zijn. Wat in 1991 al werd vastgesteld wat de steun voor de Volksunie aangaat zien we in 2010 opnieuw, maar meer uitgesproken verschijnen in de kansen voor de N‐VA naargelang van de mutualiteit. De hoogste kans voor die partij wordt behaald onder de leden van de niet ‘zuilgebonden’ mutualiteiten. Deze partij haalt duidelijk voordeel uit het ondertussen verder uitgebouwd netwerk van ‘neutrale’ ziekenfondsen. N‐VA doet het minder goed bij leden van liberale mutualiteiten. Het kan ook moeilijk anders in het licht van de nog steeds sterke banden tussen ziekenfonds en partij in de liberale familie. Een beetje in tegenstelling tot 1991 scoort Vlaams Belang nu het minst goed bij leden van de socialistische ziekenfondsen. 4. Slotbeschouwingen Uit wat voorafgaat zou men ten onrechte kunnen besluiten dat stemgedrag automatisch voorvloeit uit het behoren tot bepaalde groeperingen of bepaald wordt door de sociale kenmerken van de kiezers of de milieus waarin mensen op grond van die kenmerken verkeren. Sociologen denken niet deterministisch maar probabilistisch. Men kan niet ontkennen dat de kansen om voor sommige partijen te stemmen toch wel nog in grote mate bepaald worden door het behoren tot groeperingen: dat is kern‐ of modaal katholiek zijn ten gunste van de CD&V; stemmen voor de SP.a indien men tot de socialistische mutualiteit behoort, of voor Open VLD als men lid is van een liberaal ziekenfonds. De voorspelbaarheid van een van deze partijen is nog dubbel tot drie keer zo groot als gemiddeld indien men over die informatie beschikt. Wil dat dan zeggen dat deze bevinding de individualisering of (zelfs secularisering) these onderuit haalt in zover dit zou wijzen op het (nog) niet vrijgekomen zijn van de individuele keuzen uit min of meer “dwingende” institutionele verbanden? Er is een genuanceerd antwoord nodig. Dit kan op twee vlakken, eerst door oog te hebben voor de marginale verdelingen en voor wijzigingen die zijn opgetreden bij het stemmen voor andere dan de drie traditionele politieke families, en vervolgens door in de modellen voor stemgedrag met uitsluitend sociale achtergrondkenmerken ook opvattingen en waardeoriëntaties bij te betrekken. Wat het eerste aangaat is het inderdaad nog zo dat onder bepaalde lagen van het kiezerskorps de kans om voor een van de traditionele politieke families te stemmen, ook al zijn die van naam en cultuur veranderd, nog steeds aanzienlijk is. Maar de omvang van het aantal kiezers dat daar bij betrokken is werd ondertussen al maar kleiner (zie Figuur 1). In technische termen: de conditionele kansen blijven groot maar de marginale kansen voor de traditionele politieke families zijn fors afgenomen. Dit is het duidelijks in het gekrompen aandeel van zowel het aantal kiezers dat voor de christen democraten stemt als het kleiner 18
aandeel van de modale en de kernkatholieken.17 Voor de individuele stemkeuze is het behoren tot die verbanden nog steeds van groot belang maar de maatschappelijke betekenis is fors afgenomen omdat de betrokken geledingen in omvang veel kleiner zijn geworden. De partijen die het kerk‐ en zuilgebonden stemgedrag doorbreken zijn de N‐VA, Groen en Vlaams Belang. Bij deze partijen is het effect van kerkbetrokkenheid bijna volledig afwezig in 2010. Het niet behoren tot een christelijke, liberale of socialistische mutualiteit verhoogt de kans op een N‐VA stem maar heel sterk is dit effect niet. Wat de tweede nuance aangaat, de rol van culturele factoren bij de keuze voor een partij, zou men kunnen stellen dat de invloed van het behoren tot organisaties via gedeelde waardeoriëntaties, houdingen en opinies verloopt die als collectieve voorstellingen leven in de sociale verbanden waarbinnen mensen zich bewegen. Zo geformuleerd kan men riposteren “dus toch geen vrijkomen van institutionele verbanden?” Dit is niet noodzakelijk zo indien de sociale verbanden meer vrij gekozen worden zoals de individualiseringtheorie suggereert. De gegevens van de ISPO onderzoeken laten toe om na te gaan in hoever waardeoriëntaties, punten uit de partijprogramma’s, en politieke agendapunten een rol spelen bij de keuze voor een partij. In alle onderzoeken zijn een aantal waardeoriëntaties gemeten (Billiet & Dewitte, 1995; 1998: 27‐33; Abts,e.a. 2011: 47‐48). Bijkomend bij de globale invloed van de bestudeerde sociale kenmerken hebben de volgende waardeoriëntaties en houdingen bij alle verkiezingen tussen 1991 en 2010 het sterkste effect op het stemgedrag in volgorde van belangrijkheid; etnische dreiging (houding tegenover migranten), politieke aliënatie, de staatshervorming (meer autonomie voor Vlaanderen versus België). De sterkte van hun voorspellingskracht voor heet stemgedrag wisselt af. In de jaren negentig was de houding tegenover migranten veruit de sterkste predictor voor stemgedrag. Vanaf 2003 dingt de problematiek van de staatshervorming met meer autonomie voor Vlaanderen mee voor de eerste plaats, en dit is uitgesproken ook zo in 2010 waar deze thematiek alle andere overvleugelt. Vanaf 1999 is het gevoel van politieke machtloosheid een vrijwel even sterke predictor als de houding tegenover migranten (Abts, e.a. 2011: 33). Economisch links‐rechts opvattingen spelen uiteraard ook een rol bij verkiezingen, maar de betekenis er van wisselt sterk van verkiezing tot verkiezing. Deze factor had vooral belang in 1999 en steekt opnieuw de kop op bij de verkiezingen van 2010. In 1999 woog het belang van een postmateriële houding en de houding tegenover milieu sterker door. Indien men de gemeten waardeorientaties mee in de modellen opneemt dan wijzigt er niet zo heel veel in het globaal effect van de meeste structurele kenmerken, met uitzondering van kerkbetrokkenheid en lidmaatschap van een mutualiteit. Dit wijst er op dat de invloed op de keuze van een partij daar gedeeltelijk verloopt langs sommige waarden. Hoe precies? Dat is de vraag van een andere studie (Abts e.a., 2011: 28‐33, 38). 17
Neem als voorbeeld het aandeel van alle kiezers dat in 2010 kerkelijk betrokken en CD&V stemt is. Dat is nog geen 10% van alle kiezers in 2010. Een gemiddelde kans bij modale en –kern katholieken op een stem voor CD&V (0,338) vermenigvuldigd met de kans tot die modaal of kerks katholiek te zijn (0,278) maakt samen 0,094. De omvang van de socialistische en de liberale mutualiteiten bedraagt in de ISPO onderzoeken in 1991 en 2010 hooguit 30% , maar de marginale kans om voor één van die twee partijen te stemmen is met tien percentpunten gedaald tot net geen 30%. Zelfs met een kans van 0,50 van “zuilgebonden” stemgedrag is dat hooguit 15% van het kiezerskorps. 19
Referenties Abts, K., Swyngedouw, M. & Billiet, J. (eds.) (2011). De structurele en culturele kenmerken van het stemgedrag in Vlaanderen. Analyse op basis van postelectoraal verkiezingsonderzoek 2010. Leuven: CeSO/ISPO/2011‐14, 48 pp. Billiet, J. (2006), Verzuiling en ontzuiling in Beligë. In: E. Witte & A. Meynen (Eds.), De Geschiedenis van België na 1945. (pp. 331‐364). Antwerpen: Standaard Uitgeverij. Billiet, J. & De Witte, H. (1995). Attitudinal dispositions to vote for a ‘new’ extreme right‐
wing pary: The case of ‘Vlaams Blok’. European Journal of Political Research, 27, 181‐202. Billiet, J., Dobbelaere, K. & Cambré, B. (2009). Christian Churches as Social Capital. An Empirical Study of the Relationship between Church Commitment, Religious Pluralism an Tolerance, and the Attitude towards Immigrants in Eleven European Countries. In Kenis, L., Billiet, J. & Pasture, P. (Eds.) (2009). The transformation of the Christian Churches in Western Europe 1954‐2000. (pp. 236‐251). Leuven University Press. 351 pp. Depickere, A. & Swyngedouw, M. (2002).Verklaringen voor het success van extreme‐rechts getoetst. In Swyngedouw, M. & Billiet, J. (eds.), De kiezer heeft zijn redenen. 13 juni 1999 en de politieke opvattingen van de Vlamingen. (pp. 1‐26). Leuven: Acco. Deschouwer, K. (2009). The Politics of Belgium: Governing a Divided Society. Comparative Government and Politics. De Boeck. Dobbelaere, K. (2000). Religie en kerkbetrokkenheid: ambivalentie en vervreemding. In Dobbelaere, K., Elchardus, M.,Kerkhofs, J., Voyé, L. & Bawin‐Legros, B. (Eds.), Verloren Zekerheid. (pp. 117‐151). Tielt: Lannoo/Koning Boudewijnstichting. Dobbelaere, K., Voyé, L., Billiet, J. (2011). Religie en kerkelijke betrokkenheid: Naar een sociaal gemarginaliseerde kerk? In Abts K., Dobbelaere K., Voyé L. (Eds.). Nieuwe Tijden Nieuwe Mensen. Belgen over arbeid, gezin, religie en politiek. (pp 143‐172). Tielt:. LannooCampus. Elchardus, M., Deschouwer, K., Pellerieaux, K. & P. Stouthuysen, Bernadette (1993). Hoe negatief kan vrijheid zijn ? Ongeloof, Vrijzinnigheid en Populistische Ontvoogding. In Swyngedouw, M., Billiet, J., Carton, A. & Beerten, R. (Eds.).De (on)redelijke kiezer. Onderzoek naar de politieke opvattingen van Vlamingen. Verkiezingen van 21 mei 1995. Leuven: Acco. Felling, A.J.A.. (2004). Het proces van individualisering in Nederland: een kwarteeuw sociaal‐
culturele ontwikkeling. Nijmegen: Katholieke Universiteit Nijmegen. Frognier, A.P. (1975), Vote, classe sociale et religion/pratique religieuze. Res Publica, 17 (4), 479‐490. Vandecasteele, L. & Billiet, J. (2004). Privatization in the Family Sphere: Longitudinal and Comparative Analysis in Four European Countries. In Arts, W. & Halman, L. (Eds.). European Values at the Turn of the Millennium. (Pp. 205‐229). Leiden: Brill. 20
Swyngedouw, M. (1989). De keuze van de kiezers. Naar een verbetering van de schattingen van verschuivingen en partijvoorkeur bij opeenvolgende verkiezingen en peilingen. Leuven/Rotterdam: KU Leuven, SOI/Erasmus Universiteit. Swyngedouw, M. & R. Beerten (1998). De ‘bevroren’ invloed van sociaal‐demografische kenmerken en attitudes op het stemgedrag in Vlaanderen. In Swyngedouw, M., Billiet, J., Carton, A. & Beerten, R. (Eds.). De (on)redelijke kiezer. Onderzoek naar de politieke opvattingen van Vlamingen. Verkiezingen van 21 mei 1995. (Pp. 27‐39). Leuven: Acco. Swyngedouw, M., Billiet, J. & Goeminne, B. (Eds.) (2007), De Kiezer Onderzocht. De verkiezingen van 2003 en 2004 in Vlaanderen. Reeks Sociologie Vandaag vol. 12. Leuven: Universitaire Pers. Swyngedouw, M. & Abts, K. (2011). De kiezers van N‐VA op 13 juni 2010. Structurele positeis, attitudes, beleidskwesties en opvattingen. Leuven: CeSO/ISPO 2011/14. 21