1980-2002年西欧的语境因素和极端权利投票

 

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    阿兹海默,凯。“西欧的情境因素和极端权利投票,1980-2002年。” 美国政治学杂志 53.2(2009):259-275。 doi:10.1111 / j.1540-5907.2009.00369.x
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    对西欧极权主义者的选民的研究已经成为一个小产业,但是相对较少关注的是一个孪生问题,即为什么对这些政党的支持经常不稳定,以及为什么在许多国家极权主义者如此薄弱。此外,不同研究的发现常常相互矛盾。本文旨在通过使用更广泛的数据库和更适当的建模策略,为该研究问题提供更全面和令人满意的答案。主要发现是,尽管移民和失业率很重要,但它们与其他政治因素的相互作用比以前的研究建议的复杂得多。而且,即使控制了许多个人和环境变量,国家持续的影响仍然存在。

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第二次世界大战后,西欧的极端权利(ER)与纳粹及其and政权的暴行相关( 雷格伦  2005),因此在该地区的大多数国家中在政治上孤立无足。但是从1980年代初开始,右翼极端主义政党活动的第三次意外浪潮席卷了整个非洲大陆。突然之间,被称为“极端”,“激进”,“民粹主义”或“新”权利的政党在奥地利,比利时,丹麦,法国,意大利,挪威,瑞典,和瑞士。

尽管存在术语和特质特征的问题,但已达成共识1 这些党派应被归为一个党派家庭。虽然这组极右派政党(ERP)可以说比其他政党家庭更为异质( 泥浆 1996),其成员有别于主流权利或既定权利,并具有许多意识形态特征,尤其是他们对移民的关注,这迅速成为这些政党最重要的问题( 范德布鲁格和芬尼玛2003 )。

到1990年代,选举行为学者还确定了ERP选民的一系列核心特征。尽管这些政党中最成功的政党已经设法吸引了几乎所有社会团体的选票,但极权主义者的大部分支持来自工人阶级和中下阶层的非传统阶层,他们担心非西方国家的存在欧洲移民在各自的社会。通常,在男性,年轻或相当大的选民,正规教育水平较低的人和体力劳动者,小资产阶级以及日常从事非体力劳动的人中,选举民权的倾向要大得多。 (请参阅中的评论  阿兹海默和卡特2006,421-422)。这种鲜明的社会形象与同样清晰的态度形象相匹配:正如许多研究表明的那样,西欧急诊室的选民在很大程度上受到仇外情绪和信念的驱使(见 范德布鲁格和芬尼玛2003 )。

大量的国家研究和少量的比较研究一次又一次地重复了这些发现。然而,令人惊讶的是,一个有趣的双胞胎问题很少引起关注,即为什么随着时间的流逝,ER在许多国家中的支持如此不稳定,以及为什么这些政党在许多西欧国家中如此薄弱。根本上只有很少的研究针对这个问题,并且每个现有的研究都有其缺点。此外,不同研究的发现常常相互矛盾。因此,本文的目的是采用新数据和更适当的建模策略,以便为为什么西欧对ER的支持会随着时间和国家而变化的问题提供更全面和令人满意的答案。

本文的其余部分将如下进行。在简要介绍了ER投票的主要理论之后,将回顾西欧现有的有关ER投票的纵向和比较研究。在此之后,将介绍西欧地区ER投票的多层次模型。本文最后讨论了主要发现及其对未来研究的影响。

西欧极端权利支持的理论解释

从当代尝试解释纳粹党和意大利法西斯主义者的崛起开始,社会学家就对极端权利的支持提出了许多理论解释。尽管这些帐户非常复杂,但可以分为四大类(温克勒1996 )。

第一组作者关注的是ER支持者的大部分稳定且非常普遍的属性,即人格特质和价值取向,这使他们比同胞更容易接受ER的诉求。这一研究领域最突出的例子可以说是 阿多诺(Adorno)等人。 (1950 )。

文献的第二部分主要涉及社会解体,其特征是(感知)社会规范的崩溃(“失语症”)以及社会变革带来的强烈的焦虑,愤怒和孤立感。据称,这种精神状态激发了人们对急诊室所提供的强大领导力和僵化意识形态的渴望。这种方法的经典示例是 帕森斯 (1942 )。

根据大量使用社会心理学领域的理论的第三类账户,团体冲突是ER成功的根本原因。然而,这方面的研究是异类的。在频谱的一端,有经典的替罪羊理论(例如 Dollard等。1939)。他们认为,(种族)少数群体为因缺乏地位和其他资源而感到沮丧的多数成员的侵略提供方便的目标,因为这些少数群体往往既不同于自己的参考群体又无能为力。否则,受害群体的选择在很大程度上是随机的,纯粹是出于情感的驱动。

在范围的另一端,现实群体冲突理论始于 谢里夫和谢里夫 (1953)强调种族冲突可以由有限但工具性的理性驱动。如果仇外心理是移民与低下阶层的原住民之间由于资源稀缺(低薪工作,福利待遇)而发生冲突的结果,那么对移民的歧视,种族刻板印象的泛滥和对ER的支持可以被解释为不是情感上的反应,而是作为工具性策略的一部分。这个想法在最近的帐户中尤为突出(例如 埃塞斯,杰克逊和阿姆斯特朗1998 )。

最后,种族竞争理论(贝朗格和皮纳尔1991),“状态政治”(唇膏和Bendix1951),“微妙”,“现代”或“象征性”种族主义(金德和西尔斯1981)和社会身份(Tajfel等。1971)都覆盖了这两极之间的中间地线。尽管各种标签明显突出了群体冲突的不同方面,但最近的研究(佩蒂格鲁2002)有用地表明,所有这些方法中的大多数(如果不是全部的话)都可以归为相对剥夺的概念:一个社会群体的成员感到,与另一社会群体相比,即使他们获得了他们应享有的权利知道他们比其他人得到更多。

尽管所有这三种方法都有一个跨越五十年的血统,但最新的比较研究显式地或隐式地将群体冲突理论与第四种观点的要素相结合,后者是对这三种主要方法的补充和扩展。在Winkler的(1996)是对文献的原始调查,这种新兴观点是在“政治文化”的标签下提出的,这种政治文化限制了其他方法所产生的影响。但是,自1990年代中期以来,人们对其他许多更具体的背景因素的兴趣大大增加,现在人们普遍认为,群体冲突和系统级变量之间的相互作用可以帮助解释支持这一点的惊人差异。随着时间的推移以及在不同国家/地区的ER。 2

以之前的工作为基础 Kriesi等。 (1992 )和 拖曳  (1996 ), 阿兹海默和卡特 (2006)认为,这些背景因素应归入“政治机会结构”的概念之下。这种结构由短期,中期和长期的上下文变量组成,这些变量反映了“政治体系对准政治企业家的开放性或可及性”( 阿兹海默和卡特2006(422)),并影响政治人物创建和维护在选举中可行的ERP的机会(从而可能是动机)。

但是,尽管机会结构的概念肯定有用,但众所周知它也是模糊的。正如下一节中的回顾所表明的,关于哪些变量是机会结构的一部分,目前尚未达成共识。另一方面,在某种程度上自相矛盾的是,“机会”的概念可能具有限制性:许多环境因素,例如失业或移民,不仅会给政治精英提供动员的动力,而且还会引起概念上的动摇。对选民的喜好产生直接甚至可能更重要的影响。鉴于没有关于(可能)政治精英成员的看法和战略决策的比较数据,因此从经验上不可能将上下文变量的两个潜在影响区分开。

更普遍地说,群体冲突的社会心理学理论是在小组研究的背景下开发和测试的,在这种情况下,通常在实验或准实验的环境下,可以密切监视心理乃至生理过程。另一方面,可用于纵向和比较分析的数据集仅限于少数态度测量和多年来一直重复使用的一组简单的社会人口统计学变量。但是,由于所有有关ER支持的理论解释都倾向于确定一组类似的社会人口群体,因此应该最容易受到ERP的吸引力,这一问题得以缓解。此外,关于急诊支持的国家和横断面比较研究都证实了这些团体成员的社会人口统计学指标与更细微的态度措施之间的牢固且一致的联系。

因此,尽管数据限制使得不可能解开基本心理过程的细节,但很明显,微观和宏观水平变量对西欧对极权的支持的影响应该联合建模。只有这样一个多层次的模型才能对上下文的影响进行无偏估计,因为可以控制欧洲选民的社会人口统计学和态度构成上的差异。因此,多层次模型代表了对ER支持的现有经验帐户的重大改进,我们将在下一部分中对其进行回顾。

有关极端权利选举支持的上下文决定因素的先前发现

杰克曼和沃尔珀 (1996)进行了第一次大规模3 通过估算ERP投票份额的Tobit模型,对ER的选举支持进行定量比较分析。他们的主要发现是(1)高失业率给ER带来的好处;(2)较高的选举门槛降低了对ER的支持;(3)多党派与比例选举制度相结合会带来更高的ER投票率。

尽管存在一些技术问题(请参阅  戈尔德 2003a),通过 杰克曼和沃尔珀 就其空间和时间覆盖而言,它是开创性的,但是,它存在一些明显的实质性问题。首先,杰克曼(Jackman)和沃尔珀(Volpert)的案件选择至少在某些情况下是有问题的:他们包括阿莲扎大众(Alianza Popular)/ Partido Popular(Partido Popular),后者在1980年代成为西班牙既定权利的主要当事人,通常不被视为ERP( 伊格纳兹 2003,190-191)。从一个相关的角度来看,他们的时间安排是有问题的,因为现在人们广泛同意“第三波”并没有出现在1980年代初,当时移民成为急诊室的核心问题,许多急诊室试图采用新的策略。和在法国被证明是成功的通信框架( 雷格伦 2005)。这导致了斯堪的纳维亚进步党一个明显的问题,该党最初是在1970年代以反税党的身份出现,直到1980年代初才进入ER阵营(斯沃桑德1998 )。

第二, 杰克曼和沃尔珀 (1996)分析政体级别变量(数量有限)对ER的总体支持的影响,但完全忽略了微观级别,这是ER投票的所有理论解释的中心。最后,通过模拟选举收益, 杰克曼和沃尔珀 将他们的分析限制在16个国家的政治历史中的少数(非常重要)快照中。但是,尽管选举结果对政府的创建,组成和生存具有决定性作用,但对常设代表的持续支持水平可以通过既定政党的战略计算对拟议和实际实施的政策产生巨大影响,即使该代表不是(尚未)在议会中代表( 明肯贝格2001 )。

由于这些原因, 尼格  (1998)模型按时间序列跨部门设计(由1984年至1993年在比利时,法国,荷兰,西德,丹麦和意大利进行的每两年一次的欧洲晴雨表调查)来衡量对ERP的总体支持,并得出结论认为移民和政治不满与更高的ER支持水平相关。相反,失业的影响是负面的。

尽管Knigge的贡献是对 杰克曼和沃尔珀 因为她用更多且均匀分布的数据点来分析时间序列,所以在国家覆盖率方面显然不足。而且,喜欢 杰克曼和沃尔珀, 尼格 仅限于宏观层面,而极端权利支持的综合模型应明确包括微观层面和宏观层面的因素。

正是这是有用研究的目的 拉伯斯,吉斯伯茨和席普斯 (2002),他们将来自16个西欧国家/地区的调查与大量汇总变量合并在一起。他们从一系列的多层次模型中得出结论,在控制了个人的反移民态度和政治不满之后,非西方居民的人数以及ERP本身的特征对极右投票的可能性产生了重大影响。 ,而失业率没有明显影响。

但是,它们的贡献在许多方面也存在问题。首先,来自六个国家选举研究的数据与来自三个不同的超国家项目的数据集的合并显然提出了有效性和可靠性问题。其次,对于任何常规标准进行的多级建模,N = 17个二级单位的数量都太少了,尤其是考虑到作者对估算方差分量的兴趣( 霍克斯 2002(173-179)。最后,他们关注的是一个相当短暂的时期,因此不包括1980年代(当ER在几十年来首次成为相关的政治角色)和1990年代的大部分时间。而且,不像 杰克曼和沃尔珀 尼格 , 拉伯斯,吉斯伯茨和席普斯 通过汇总不同年份的调查,丢弃ER支持中的任何跨时间变化。

在由...提供的分析中,这当然不是问题。 戈尔德  (2003b),其路线类似 杰克曼和沃尔珀 但涵盖19个西欧国家/地区,包括冰岛,爱尔兰或马耳他等许多“失败的案例”,以及1970年至2000年之间的165次选举。 戈尔德 结论是(1)ER既受益于高失业率和高移民人数,又(2)失业与移民之间存在正向相互作用。

虽然 戈尔德 其结果具有启发性,就像其他汇总分析一样,它们也无法得出有关微观过程的结论,例如关于失业者投票选举急诊医师的倾向和动机。尽管技术成熟,但有关 杰克曼和沃尔珀 尼格 因此适用于 戈尔德 也在学习。

尽管到目前为止讨论的所有研究都将失业视为ER支持的一个潜在决定因素, 斯旺克和贝茨 (2003)是第一位通过实证分析福利国家机构对ER投票产生中介作用的人。在另一种宏观模型中,他们对1981年至1998年在16个西欧国家举行的83次选举中的ER选举回报进行了回归,涉及贸易开放性,资本流动性和外国移民以及社会保护水平和一些其他上下文变量。根据他们的发现,他们得出结论,寻求庇护者的人数与ERP成功与否成正相关,而高水平的福利国家保护降低了ER的吸引力。

但是,尽管失业的影响是辩论的中心, 斯旺克和贝茨 (2003(228)使用相当普遍的福利国家福利指数。尽管他们的方法具有创新性,但对于他们的目的而言,这个变量显然并不理想。此外,所有有关汇总分析的问题 杰克曼和沃尔珀, 尼格 戈尔德 显然也适用于此。

最后,在对该领域的最新贡献中, 阿兹海默和卡特 (2006)试图通过合并24个国家选举调查(1984年至2001年在七个国家进行)的数据与大量汇总信息(如政党职位,选举制度的比例)来克服现有研究的某些局限性,失业和移民人数。喜欢 尼格 ,他们发现了总体失业的负面影响。此外,他们得出的结论是,在移民问题上持强硬立场的已建立的右翼政党实际上可能使ER的政策合法化,而大选前的联合政府提高了ER投票的可能性。

但是,阿尔茨海默氏症和卡特氏的论文也不是没有问题。首先,尽管他们的分析模式对数据的要求不如多层次建模,但其模型的简约性是要付出代价的,因为他们必须假设在控制了聚合的影响之后,没有单位(=国家)的影响变量。如果这个假设不成立,将导致偏见。第二,不像 尼格 拉伯斯,吉斯伯茨和席普斯,它们无法衡量选举之间对ER的支持。第三,由于他们依赖的国家选举研究在所问的态度问题上千差万别,因此他们个人变量的范围仅限于年龄,阶级和教育程度等“客观”特征。第四,相对于他们感兴趣的大量上下文变量,第二级单元(选举)的数量相当少。

总而言之,现有研究表明,背景因素(以及最主要的移民和失业)对西欧对ER的支持具有系统性影响。但是,尽管种族竞争模型(与对ER的微观支持相一致)强烈暗示移民,失业及其相互作用都应产生积极影响,但尚不清楚这是否成立以及在什么条件下成立。此外,绝非显而易见,失业和移民确实比其他背景因素更为重要。

1980年至2002年对西欧极端权利的支持

模型

自从这篇论文发表以来,已经取得了很多进展。 杰克曼和沃尔珀 在上一篇文章中,上一节显示,关于极权投票的上下文决定因素的现有研究都没有完全令人满意。本文提出的分析试图通过(1)将相对大量的相关系统级变量与以可比较的方式测量的个体社会人口统计数据和态度数据相结合,来克服这些限制,(2)涵盖两者之间的整个时间跨度1980和2002,以及(3)不排除ER非常弱的情况。

在微观层面上,该模型包括有关受访者的性别,年龄,受教育程度和社会阶层的信息。支持ER的性别差距是众所周知的,即使其原因引起争议(Gidengil等。2005)。其他社会人口指标反映了团体成员,态度和对急诊投票的可能性之间的理论和经验联系。例如,众所周知,具有较高教育水平的选民更可能接受自由主义价值观(弱者2002),也没有理由感到自己受到低技能移民的威胁。另一方面,年轻的选民,欧洲日渐衰落的“小资产阶级”成员,体力劳动者,失业者甚至退休人员,应该很容易受到ER的吸引力的影响,因为他们与移民争夺稀缺资源。

三种措施模拟了意识形态和更具体的政治偏好的影响。首先,虽然在很大程度上没有关于移民态度的纵向数据,但在大多数国家中,欧洲代表对欧洲一体化持消极态度,并试图将这一主题与其移民,国家主权以及法律和秩序的核心问题联系起来。因此,该模型包含对欧洲怀疑论的控制。

第二,“抗议投票”的概念在“第三波”的一些较早的论述中很突出。但是,目前尚不清楚该进行什么抗议投票。一方面,一些作者认为,“抗议”是一种非理性和情感性的东西,与价值观和意识形态无关,主要是“对事物的投票”(迈耶和佩里诺1992,134)。但另一方面,很明显,这种“抗议”绝大部分不是完全非意识形态的,而是明确指出的是“针对(移民和法律与秩序)这方面的政策或政策的缺乏”(Swyngedouw2001(218-219)。

为了解释这些“抗议动机”,该模型既包含了普遍的政治不满指标,也包含了对政治意识形态的控制(熟悉的左右自我安置量表)。这使得将所谓的“纯粹抗议”与基于意识形态和政策的考虑区分开来成为可能。此外,控制意识形态也说明了政治左派也可以从欧洲怀疑论中受益的事实。

多数关于ER投票的国家研究和比较研究表明,这些个体水平变量具有相当稳定和统一的影响。这里的关键问题是,一旦包括上下文变量并且时空覆盖范围扩展到先前的分析范围之外,这些规则是否仍然成立。

在宏观一级,该模型旨在将上述贡献中最相关的变量汇总在一起,而无需采用会导致估计和解释均不可行的shot弹枪方法。考虑到它们在文学中的突出地位,以及种族竞争理论为解释其影响提供了明确的理由,将失业和移民以及两个数字之间的相互作用包括在内是理所当然的事情。

福利国家利益的“保护”作用 斯旺克和贝茨 (2003)也值得更仔细地检查,尤其是因为它对公共政策有明显的影响。此外,调查结果 斯旺克和贝茨 违反了早期关于ER在西欧的支持的一个特别有影响的说法:Kitschelt(1995)的假设,即威权立场和市场自由立场的结合将保证选举代表的选举成功。但是,根据有关劳动力市场中种族竞争的观点,将代替一般福利数据,而是使用针对失业者的福利的更具体度量。

遵循阿尔茨海默氏症和卡特氏的方法,最明显地体现了(持久)机会结构概念的两个制度特征也包括政治分权和选举制度的不成比例程度。在权力下放的情况下, 阿兹海默和卡特 提出了与ER投票具有正面和负面关系的论点。一方面,地方选举可以作为不满公民的“安全阀”,这将使同等人减少在全国选举中对紧急状态的支持。另一方面,这些第二次选举为选举代表提供了获得政治经验,接触媒体和信誉的机会。虽然这两种影响均未在其最初的分析中得到证实,但不成比例的问题尤其引起关注,因为现有研究似乎证明了普遍的观念,即比例系统较少有助于“阻止流氓骚扰”。

最后, 拉伯斯,吉斯伯茨和席普斯 以及 阿兹海默和卡特 认为,全面选举的全面投票模式还应反映出真正的政治短期因素的影响,例如政治议程,关于实际选举问题的政治辩论的总任期,以及各政党在选举中的意识形态立场在给定时间的给定国家。虽然两组作者都使用了一些特质的术语,但可以在公认的政治行为理论的框架内轻松地重新表达他们的两个相互竞争的假设。

一方面,经典的空间竞争理论(参见 Enelow和Hinich1984)将选民的偏好分配视为外来因素,在中期是固定的,这表明,主流政党始终不愿满足严格的移民和庇护政策的现有需求,可以解释1980年代ER的崛起。因此,如果既定政党(凭借其过去在政府中的表现和广泛的吸引力)对移民和多元文化主义采取更强硬的立场,从而“窃取” ER的问题,则对ER的支持必须下降。如  (2003,76)观察到,在许多西欧国家,这种ER选举成功的“沉默共谋”理论在政治专家中颇为流行。

另一方面,关于极权的文献中常常有一个更微妙的主张:如果主流政党在极权问题上持激进立场,公众可以将其解释为这些政策是相关的信号,并且极端权利政治的内容和风格不再是禁忌(参见例如 坦哈特 1995)。结果,用让·马里·勒庞(Jean-Marie Le Pen)的话说,现在至少有一些支持ER政策但不投票给受污名的政党的选民将“更喜欢原著而不是原著”。此外,现在可以诱使其他以前不知道这些问题的选民就这一政策方面评估政党。

虽然作者喜欢 坦哈特 主要通过既定权利将其解释为马基雅维利主义的骗局(如果移民在政治议程上前进,谁将比既定的左派失去的更少,获胜的机会更多),无疑,移民,庇护和种族的重要性的增加将使人民受益。也是最极端的权利尽管在文献中很少建立这种联系,但可以根据议程设置和启动来轻松解释这些影响

为了评估聚会竞争的潜在影响, 拉伯斯,吉斯伯茨和席普斯 (2002)依靠专家调查,从中可以得出两种方法来捕获“移民限制气候”和可用的“ ER的空间”。 阿兹海默和卡特 (2006)利用比较宣言数据集。他们利用关于国际主义,多元文化主义,民族生活方式和法律与秩序的政党言论,构建了两个变量,即ER的主要政党的思想立场和两个主要的主流政党之间的思想距离。后一种方法似乎是可取的,因为与专家调查不同,清单数据具有固有的动态性,它基于定义明确且可靠的编码过程,易于复制,并涵盖了整个研究期间。

但是,要进一步完善 阿兹海默和卡特 为了将实证分析与基础理论更紧密地联系在一起,对这两个变量的构造都做了些微修改。首先,仅考虑主要温和右翼党派的意识形态立场过于严格。通常,政治上可以接受的幅度的边际实际上将由右翼(或左翼,见 坦哈特 1995,第328页,关于法国共产党市长采取的反移民措施)。4 因此,与选举权无关的与选举有关的一方在选举权问题上的最激进立场(请参见注释 11)用作选举竞争的指标。这种方法还有一个好处,就是避免在由大小不一的政治团体组成的整个团体中,对组成“主要”政党的决定做出任意决定。

其次,阿兹海默氏和卡特的两个主要政党之间趋同的指标被两个独立的度量标准所取代,这些度量标准是所有既定当事方关于ER问题的差异和突出性。显着性度量忽略了这些陈述的方向,而仅关注于这些问题的空间。更高的显着性相当于这些问题在议程上的地位更加重要,这可能使《紧急状态》受益。另一方面,方差度量反映了 扎勒 的( 1992(第6章)更微妙的命题是,如果公众之间达成共识,则公众通常会遵循精英的观点,而精英之间明显的分歧则有利于两极分化。5

综上所述,如果采用标准的投票空间理论,那么在已建立的政党将自己定位在右边的情况下,对常设代表的支持将较低。但是,如果议程设定和启动的理论占上风,则极端权利应受益于以下问题:(1)在针对选民的精英讨论中突出的特征;(2)如果应该采取什么措施没有达成共识。另一方面,如果精英淡化了这些问题,并且精英之间几乎没有冲突,那么这将减少对ER的支持。因此,“沉默的阴谋”可能是一种可行的政治策略。

最后,有两个注意事项。首先,短语“不再禁忌”表明宣言声明的时机可能会起到至关重要的作用:一旦禁忌被打破,即使不是不可能,也很难恢复。原则上,可以根据以下条件对国家进行分类:(1)既定当事方是否曾采用过ER的问题;(2)如果是,则是否恢复了原来的地位,并将此分类作为附加变量引入。但是,由于西欧国家数量很少,因此实际上无法对这种时机影响进行建模。

其次,该模型不包含针对另一类重要的短期因素(即主流媒体的内容)的度量。但是,即使在控制党派立场的情况下,媒体也很可能会产生一些影响(请参阅 Boomgaarden和Vliegenthart 2007 对于测试该命题的单个国家的研究),实际上可以完全依靠党派宣言来获得优势,因为可以说其他党派发出的政治信息可以在一定程度上反映对ER的未来以及对先前成功的反应的预期,这反过来会导致内生性偏见。尽管这种说法可能适用于政党和政客每天发表的声明,但内在性不太可能成为政党宣言的问题,宣言是各自政党漫长审议过程的结果。此外,与个人声明不同,提交代表了公共政策承诺。因此,宣言可能是衡量政党立场和政治信息的最佳,最可靠的方法。

数据

该分析涵盖了在东部扩大轮次加挪威之前存在的欧盟成员国。6 个人级别的数据来自欧盟委员会每两年进行一次的欧洲晴雨表调查。7 在欧洲晴雨表中,所研究变量的缺失值数量很少,但是按列表删除具有缺失信息的案例会使样本量减少约三分之一,并且可能导致过于乐观的标准误和偏倚的估计值。作为一种保障,由以下人员设计的由链式方程进行的多元插补程序 范布伦和奥德修恩 (1999)用于创建11个估算数据集。所有分析都是在原始数据集和完整数据集上进行的,但结果几乎相同。

上下文信息来自官方选举结果,经合组织数据库和印刷报告( 经合组织 1992、1999、2001200220032004),即比较宣言项目(克林格曼等。2006),《难民署统计年鉴》( 难民署 2002)和Lijphart的(1999)关于西方民主国家制度安排的开创性研究。

分析的时间跨度为1980年至2002年。在这23年中,在18个国家/地区进行了1065次单独的欧洲晴雨表调查。8 每个调查中至少有一个受访者表示有意对ERP进行投票,并且保留了所有必需的个人级信息,并且共有175.000名受访者参与了267个单独调查。没有ER支持者的调查被排除在外,从而有效地从分析中剔除了联合王国和爱尔兰共和国。9

戈尔德  (2003b)是正确的,因为排除了这些“失败的案例”,可能会在以汇总选举支持为模型的研究中导致估计偏倚,而在分析个人投票意图的情况下,案例则不太直接。在预期成果非常薄弱的​​国家,社会期望的强烈影响很可能使对预期成果支持的衡量产生偏差。而且,由于ERP不会在大多数选区中选拔候选人,因此经常会阻止ER的支持者投票给其首选方。 10 最后,由于民意测验者的财务限制,小型ERP的支持者通常被编码为“其他”政党的投票。结果,在那些当事方已经非常薄弱的​​情况下,对ER的支持将被低估,这将导致另一种偏见。尽管没有解决此难题的完美方法,但将分析限制在可能通过大众意见调查来追踪对ER的支持的情况下,这是一个合理的折衷方案。

其余的调查提供了对“第三波”的出色覆盖,包括1980年代的早期成败。唯一的主要差距是在1980年代和1990年代后期的挪威(当时该国尚未/不再被欧洲晴雨表覆盖)和1986年之间的奥地利(当海德尔成为FP主席时)”O)和1994年(欧洲晴雨表民意调查开始时)。

方法

因变量是ERP的投票意图,11 要求进行logit或Probit多级分析,因为数据集中的观察结果显然是嵌套的。但是,该嵌套的建模方式不太明显。可以将观察结果想象为(1)嵌套在时间嵌套的国家中的人员,(2)嵌套在时间嵌套的国家中的人员,或(3)按时间和国家交叉分类的人员。这些, (2)是最合适的变体,原因有很多。首先,交叉分类在结构上是不完整的,因为欧洲晴雨表没有涵盖多个国家年份,或者因为没有ER选民而将其排除在外。第二,持久性影响单元(国家)的影响非常强,而没有迹象表明时间上的影响在各个国家之间是统一的。最后,虽然时间点是随机的,可以将它们视作可以进行调查的几天/几周的大范围中的样本,但国家/地区不是从人口中抽样的,而是本质上“固定的” (伯克,西方和魏斯1995 )。

由于这些原因,国家由一系列虚拟变量代表,这些变量对于给定国家的所有调查都是通用的。12 这种建模策略有效地将级别数减少到两个(请参见 杜赫和史蒂文森 2005 申请),即接受采访的个人和调查浪潮的特定背景。因此,模型可以写成

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其中,i是人员级别的索引,j是上下文级别的索引。因此,yij是ERP的个人投票意图,假定是二项分布的(??)。对极右投票率(?)的对数取决于k个单个变量(x1ij ⋅⋅⋅ xkij),l上下文变量(z1j ⋅⋅⋅ zlj),14个固定国家/地区影响(c1 ⋅⋅⋅ c14),以及上下文级别(u0j)的随机干扰。13 假定后者是正态,相同且独立分布的(Δε)。14 由于模型的结构是逻辑的,因此投票意图的二项式分布被假定为充分考虑了个人层面的随机性。所有模型均在MLwiN 2.02中使用基于二阶泰勒展开式(PQL2)的惩罚拟似然方法进行了估计。

发现

表中列出了模型的四个组成部分的估计值 1。表格下部三分之一的行包含所研究的14个国家/地区的单位效应,即,当所有个体和上下文变量都设置为零时,ER投票的对数。15 尽管这些系数本身并没有什么内在的意义,但它们的巨大差异意味着,即使控制了许多个人和情境变量,这些国家之间也存在持久的差异,这一定是由于其他持久性因素造成的。

在表格的底部,σu02表示上下文级别的剩余方差,即在给定时间影响给定国家/地区所有选民的正态分布随机冲击。这个数字比仅包含单位效应和随机项(未显示为表格)的零模型低约40%,这表明上下文变量和单个变量的组合在理解ER支持难题方面有很长的路要走。尽管如此,方差为0.3的正态分布仍会产生相当数量的相当大的随机冲击。16

各个级别变量的影响可以从表格的最上方面板中看出 1。事实证明,即使对上下文变量,单位效果和上下文方差进行控制,预期的模式也会重新出现。与理论上的预期相符,与移民竞争稀缺资源并在过去表现出最高仇外心理的群体(体力劳动者,年轻选民和失业者)比其他群体表现出更多的对ER的支持。性别差距同样突出。虽然逻辑联系暗示效应不是线性累加的,并且急诊支持的比例取决于所有自变量的水平,但这些社会人口学组中的任何一个的成员资格大致使急诊投票的可能性加倍。17 再次与先前的发现一致,持有大学学位可以大大降低对ERP投票的可能性,而成为养老金领取者对投票没有显着影响。

转向态度变量,是欧洲怀疑论者18 极右投票的可能性增加了一倍以上,但政治上的不满和意识形态的影响甚至更大。不满可以通过四分制的等级量表进行操作,因此,它对逻辑的最大影响为1.7分。左右自我放置在十点等级量表上进行测量,因此其对数的最大影响为4.7点。由于很少有选民持极端态度,因此最大的效果描绘出一幅不切实际的图画,但是即使人们认为保守的1点(不满意)和3点(意识形态)的四分位间距也很明显,政治上的不满和政治倾向仍然很明显,而宁愿即使在相互控制的情况下,对ER投票的倾向也产生了巨大影响。

表格上方面板中的系数 1 从大量的政治背景中提供新的证据表明,ER投票并非仅基于抗议,并且ER绝不是以类似方式动员所有社会群体的“包罗万象”(迈耶和佩里诺 1992 ; 看到 范德布鲁格和芬尼玛 2003 进行更广泛的讨论)。相反,ER的成功是基于对具有独特社会和态度特征的选区的吸引力。

此图片由上下文变量的系数补充,这些系数显示在表格的中间面板中 1。 “不成比例”和“分散化”是指最近一次选举的加拉格尔指数,以及由 Lijphart (1999,189)。 “寻求庇护者”反映了人均新的庇护身份申请,19 “失业”是指经合组织提供的标准化失业率,而“失业救济金”反映了经合组织“总失业救济金替代率”的影响。20 创建了三个乘法互动项,以反映以下假设:失业和移民的影响相互促进( 戈尔德 2003b),而失业救济金可以减轻这些影响(斯旺克和贝茨2003 )。

“坚韧”(任何不被视为欧洲联盟成员的政党在这些问题上的最根本立场),“显着性”,“差异”以及后两者的相互作用反映了政党竞争和政治精英信息。在给定的上下文中,并按上述概述进行构建。21 为了简化解释并减少出现数字问题的可能性,失业率,庇护率和福利率以及显着性和方差的度量均以各自的均值为中心。

[关于这里的表1.]

与调查结果相符 阿兹海默和卡特,当其他上下文变量保持不变时,选举系统的权力下放和不成比例对ER的支持没有统计上的显着影响。再次,数据没有提供证据表明比例系统较少可以抑制对ER的支持。但是,应牢记的是(除法国外,其他国家)相称程度的变化是有限的。22

寻求庇护者的数量,失业率,23 以及ER问题的突出程度,似乎都对ER支持产生了实质性的统计显着影响。但是,在存在相互作用项的情况下,必须有条件地计算这些主要效应的大小和统计学意义。例如,对寻求庇护者人数的估计影响是指这样一种情况,即居中失业率和居中失业救济金水平保持恒定在0水平,即原始变量的平均值。同样,失业率的积极影响取决于移民和失业救济金的平均水平。

[关于这里的图1.]

与根据种族竞争理论得出的预测相反,并且与戈尔德(2003b)基于不同规范和仅基于宏观数据的调查结果,失业和移民水平之间的相互作用是负面的:在高于平均水平的庇护申请和失业情况下,这两个变量的影响不会相互促进。而是观察到一个上限效应,它限制了两个上下文变量对ER支持的影响。更具体地说,如果移民人数很高,失业就不再重要了。如图所示 1:移民水平略高于平均水平(>0.7),失业的影响不再与零显着不同(上图)。由于庇护申请率的分布是右偏的,因此这适用于所有情况的约20%。但是请注意,即使移民的经验最低值为-0.98,失业的影响也很弱。另一方面,即使失业率比平均水平高出五个百分点,移民也具有明显的积极作用。仅在所有情况的百分之十中都超过了此阈值。

同样,更慷慨的收入替代率将减少失业的影响,并显着减少移民的影响,这由两个负面的相互作用效应表明。此外,失业救济金本身具有其他影响,但这种影响很小,在移民和失业的平均水平上在统计上微不足道。即使失业率和移民率处于经验极限,这种主要影响也几乎不会影响结果。

[关于这里的图2.]

对其他各方发出的政治信息对紧急状态支持的影响的解释更为直接。符合 阿兹海默和卡特“坚韧”,即已确立的政党中最激进的党派的意识形态立场没有重大影响。这构成了针对从投票空间模型得出的“沉默阴谋”假说的表面证据。

但是,反映议程设置和启动思想的两个变量确实起作用。按照党派立场的平均变化水平,党的宣言中对ER问题的重视程度更高,这与更高水平的ER支持有关。这种影响(尽管可以控制移民和失业等客观因素而普遍存在)很明显:显着性变量的四分位数范围为6.3,这意味着逻辑量表的变化为0.77分。这大致相当于对欧洲一体化不满意的个人层面的影响。

正如交互作用项的负号所示,在参与方陈述中较高的变化水平上,显着性的影响有些减弱,但是,即使((中心)方差大于50),该系数也显着为正,如蜂所见从图的下面板 2。这适用于所有情况的95%以上。实际上,对于所有上下文的90%,方差落在区间[-14.1; [36.6],这意味着负面的互动常常根本没有实质性的后果,而显着性的影响盛行。另一方面,无论显着程度如何,方差的影响在统计上或实质上都不显着。

[关于这里的图3.]

虽然logit系数传达了影响的方向并提供了检验其统计意义的方法,但它们在评估给定变量的政治相关性方面没有多大用处。在此,最相关的数量是对ER投票份额的预测影响,这取决于所有自变量的水平。用来说明这种影响的便捷工具是将预测概率绘制为一到三个焦点自变量的函数的图,而所有其他自变量在表示理论上有趣的“场景”的预定水平保持不变(金,汤姆斯和维滕伯格2000)。最近, 米切尔和陈 (2005)建议,对于复杂的模型,可以将图中未变化的所有自变量的平均个体效应汇总为一个单一量,称为“协变量贡献”。然后可以使用相对较少的协变量贡献(例如3个)来涵盖全部不同的“方案”。

图中使用了这种方法 3 以说明失业率,移民和失业救济金对获得极权投票的可能性的共同影响。通过从表格最左侧一栏中的固定效应计算出174,452名受访者中的每一个的logit来获得协变量成分 1 并从该数量中减去三个上下文变量及其相互作用的共同影响。然后,将协变量贡献设置为其分布的第五,第七和第九十分位。移民水平和失业救济金水平分别定为经验分布的第一,第四,第六和第九个十分位数,而失业率则从第一到第九个十分位数变化。

数字 3 清楚地表明,尽管在先前的研究中最突出的三个情境变量的影响在统计上是显着的,但它们的政治相关性通常可以忽略不计。代表所有单独计算的协变量贡献的下半部分的短划线基本上是平坦的,这表明失业人数与对ER投票的可能性之间的关系很小。此外,失业救济金和移民水平几乎不会影响对ER的支持,尽管如果人们比较同一行或同一列中的图表,则可以看到微弱的影响:如果福利和移民数字接近其最小值(左上角),则支持最小。 ,但增加幅度很小(不到两个百分点),这两个变量中的任何一个都接近其最大值。

如果将其他协变量的贡献设置为较高的水平(如实线所示),则失业率,失业救济金和移民对预测的对极权的支持将产生稍强但相当复杂的影响。比较每列中的图表可以发现,较高的移民水平与较高的ER支持水平相关,尽管差异仍然很小。较高的福利水平也与较高的支持水平相关,但是这种影响仅限于移民水平低于平均水平的情况(图表的前两行)。关于失业率的影响,积极影响是可见的,但仅在移民或失业救济金水平很低的情况下才可见。最有趣的是,与研究结果一致 斯旺克和贝茨在高移民人数的情况下,失业救济金减少了失业的影响,即代表这种关系的线是平坦的。

最后,如果将其他协变量的贡献设置为很高的水平(这可能是由于个人水平的影响,强大的单位效应,其他上下文变量的影响或上下文水平上的较大且积极的随机冲击) ,这三个上下文变量将对ER投票的可能性产生强烈而相互影响的影响。基本上,在图的各列中进行比较 3 揭示出更高的移民水平与对极权的更高支持有关。但是,在福利国家保护水平为平均或低于平均水平的情况下,这种影响要强得多。在失业救济金较高的情况下,移民的影响大大减少了。另一方面,失业率与移民率较低的较高支持水平呈正相关(参见图的前两行) 3)。最后,失业率数字通常与对ER的支持密切相关,但是在移民率高的情况下,这种关系实际上消失了,这反映出缺乏由 戈尔德  (2003b )。

[关于这里的图4.]

分析政党职位的影响仅涉及两个变量及其相互作用,因此更简单。数字 4 绘制了在其他方的声明中ER问题的显着性与ER的预期投票份额之间的关系,其中方声明中的四个差异水平和三个协变量贡献水平。正如人们从表中的系数所期望的 1 和图中的图形分析 2,方声明的差异对ER的成功影响很小。但是,如果其他协变量的贡献很大,则声明的显着性与ER的选举成功高度相关。对于所有协变量贡献的50%而言,即使是很高的显着水平也很难增加ER的选举命运,而在第七个十分位数中,高和低显着性环境之间的差异仍然很小。但是,如果其他协变量的贡献落入其分布的上三分之一,那么显着性的政治影响是巨大的。

概要

尽管对ER的支持与上下文变量之间的关系比以前的研究建议的要复杂得多,但是可以轻松地总结图形分析的基本结果。首先,根据种族竞争理论,ER将受益于高水平的移民和失业,但是这种影响在福利国家的制度中得到缓和。慷慨的失业救济金似乎抑制了移民率高的失业带来的额外影响。另一方面,如果移民率很低,那么慷慨的失业救济金将增加对内阁成员投票的可能性。因此,对于具有最小收益,低失业率和最小移民的系统,可以预测最低水平的ER支持。高失业率和高水平的移民或失业救济金(但不是两者兼有)将极大地促进极端权利的动员。独立于这些客观的社会和经济条件之外,政治因素(即,ER的问题在其他方的宣言中的显着性)对ER的前景产生了显着影响。

其次,尽管这些发现具有政治和理论意义,但它们仅适用于由于其他因素而使ER投票的可能性已经很高的情况。对于所有协变量星座中的大约70%,上下文变量将对ER投票的可能性产生很小的影响,而对于其余30%,上下文因素可以平衡并可以使ER投票更多(或更多)不太可能。

第三,协变量贡献的很大一部分归因于特定国家/地区的截距和特定于上下文的随机效应。因此,上下文变量的政治相关性将更加明显(1)在对极端权利的支持程度不成比例的子群体中(例如,政治上不满意的右倾工人),但(2)在那些ER的普遍性很高(奥地利,比利时,法国,丹麦,挪威),并且(3)在受到大量随机冲击(例如媒体恐慌)影响的情况下。不应低估后一种可能性的实质含义:从等式??中的分布假设出发?表中的参数估计值为0.3 1,因此,在给定的背景下,大约35%的所有随机冲击都会使所有公民的ER投票的上下移动至少0.5个百分点。如果案例接近协变量贡献的中位数,则该大小的差异可能会使上下文变量在政治上相关或不相关。

结论

本文从一个双重问题出发,即为什么对ER的支持会随着时间和政治体系而变化如此之大。更具体地说,其目的是评估上下文变量对西欧对ER各方的支持的影响。本文介绍的分析在两个关键方面与以往的报告有所不同:(1)单独模拟个体变量和上下文变量的影响,并且(2)包括所有相关的和可用的欧洲晴雨表数据集,从而获得最大的空间和时间覆盖范围。

在个人层面上的发现在很大程度上证实了以前国家研究的结果:急诊室的选民具有清晰的社会和态度特征。这些结果排除了将ER的选举呼吁完全或主要与“抗议”联系起来的解释。

上下文级别的图片更为复杂。首先,没有关于“沉默阴谋”假说的经验支持。相反,按照议程设定和启动的理论,ER在已建党的宣言中的重要性(移民和民族认同)具有强烈的积极影响,而已建党的“坚韧”却没有显着的效果。

其次,失业率和移民总体上都对ER投票产生积极影响,但它们各自的影响并没有相互促进。而是观察到天花板效应。此外,失业救济金可能会减少某些星座对ER的支持。第三,这些影响的政治相关性在很大程度上取决于其他协变量的贡献。通常,即使是明显有利于ER的上下文变量组合也几乎不会带来政治后果。

最后,即使考虑到社会组成的差异(通过个体水平变量),背景特征以及背景水平的随机变化,如单位效应的估算所揭示的,各国之间也存在显着差异。在逻辑量表上范围从-8.7到-3.2分。换句话说,考虑到模型中包含的变量的水平,在奥地利,意大利和丹麦,ER持续强大得多,而在西班牙,瑞典和芬兰,ER则比人们预期的要弱得多。未来的研究应着重于诸如与媒体接触,急诊室的组织实力以及与其他参与者,政治文化以及除宣言中以外的其他精英线索之间的联系等因素,以对这些差异做出解释。

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 PIC (a)失业的影响
 PIC (b)移民的影响图基于表中的估计 1。两个变量都居中。使用列表删除估计的方差-协方差矩阵计算的95%置信区间。失业救济金水平定为零。

图1:失业和移民的条件影响

 


 PIC (a)方差的影响
 PIC (b)显着性影响图基于表中的估算值 1。两个变量都居中。使用列表删除估计的方差-协方差矩阵计算的95%置信区间。失业救济金水平定为零。

图2:显着性和方差的条件影响

 


 PIC 图形基于表中的估算值 1 (按列表删除)。所有变量均居中。协变量分量设置为-4.7(短划线),-3.8(实线)和-2.3(长划线)。

图3:失业,寻求庇护者和失业救济金对获得极权投票的可能性的共同影响

 


 PIC 图形基于表中的估算值 1。两个变量都居中。协变量分量设置为-5(短划线),-4(实线)和-2.7(长划线)。

图4:极权问题对极权投票的影响

 


按列表删除多重插补
0.482 (0.029) 0.485(0.025)
18-29岁0.437(0.041)0.419(0.042)
30-45岁0.194(0.039)0.172 (0.035)
>65 years-0.162(0.054)-0.160(0.047)
教育程度:中/高0.056 (0.036) 0.069(0.034)
学历:大学-0.324(0.043)-0.251 (0.036)
小资产阶级0.043 (0.048) 0.088(0.042)
工人 0.370(0.039)0.350(0.038)
养老金领取者0.054(0.052)0.034(0.047)
待业0.471(0.056)0.484 (0.045)
左右0.552(0.007)0.505(0.007)
不满意:欧盟0.751 (0.036) 0.729(0.038)
不满意:民主0.607 (0.018) 0.551 (0.018)
不成比例0.011(0.016) 0.017(0.016)
分权化0.156(0.158)0.076 (0.162)
寻求庇护者0.245(0.056)0.237(0.057)
失业0.080 (0.032) 0.075 (0.033)
寻求庇护者×失业-0.024 (0.014) -0.031 (0.014)
失业救济金0.013(0.010)0.009(0.010)
失业救济金×失业-0.002 (0.002) -0.001 (0.002)
失业救济金×寻求庇护者-0.010(0.005)-0.009(0.005)
韧性-0.038(0.024)-0.033(0.025)
显着性0.122(0.026)0.128(0.026)
方差0.008(0.007)0.006(0.008)
方差×显着性-0.001(0.000)-0.001(0.000)
-3.271(0.738)-2.963(0.753)
-5.486 (0.665) -5.043 (0.674)
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FI -7.370 (0.441) -6.934 (0.470)
FR -4.789(0.354)-4.754(0.361)
GR -5.564 (0.366) -5.284 (0.396)
-3.231 (0.336) -3.340 (0.351)
NL -7.444 (0.440) -7.097(0.443)
没有 -5.194 (0.437) -5.051(0.445)
PT -6.272 (0.434) -5.781 (0.498)
东南 -7.813 (0.600) -7.371(0.598)
σu020.291 (0.033) 0.307(0.037)
N(1)174,452267,348
N(2)267267

物流多层次模型。 PQL2估计,括号中为基于模型的标准误差。 MI结果基于11个独立的推算。

表格1:支持极端权利:社会人口统计学,态度,国家影响和背景变量

*我要感谢保罗·怀特利(Paul Whiteley)的建议和评论。我还要感谢在埃塞克斯(Essex)和美因茨(Mainz)举行的员工研讨会的参与者,以及伊丽莎白·卡特(Elisabeth Carter),乔斯琳·埃文斯(Jocelyn Evans)和克里斯·温特(Chris Wendt)在该研究项目的各个阶段所提出的宝贵意见。

1早期的许多文献专门讨论了关于“正确”标签和这个党派成员资格标准的可能并不完全富有成效的双胞胎辩论。但是,至少从1990年代中期开始,后一个问题或多或少得到解决:“即使我们不确切知道他们是什么,我们也知道他们是谁”( 泥浆  1996233,另请注意 11)。关于术语,本文指的是“极权”,因为这似乎是最近研究中最常用的标签。

2另一方面,威权主义和失范症理论只提供了非常有限的分析手段,因为它们关注的是基本稳定的心理状态。因此,很难看到它们如何解释给定国家内部ER支持的短期波动或原本在很大程度上相似的国家之间的持续差异。

3杰克曼和沃尔珀 分析1970年至1990年在16个国家/地区举行的103次选举。

4一个相对较小的德国基督教社会联盟就是一个例子:尽管他们明确地处于政治主流中,并且一直与全国范围内更大的基督教民主联盟结成同盟,但他们在移民方面的立场要比世界上更强硬。 “后法西斯”意大利国家联盟(拉伯斯,吉斯伯茨和席普斯2002 )。

5根据 扎勒 ,受访者的政治意识减弱了这种影响。原则上,政治意识的作用可以通过跨层次的互动来建模。但是,由于关于政治意识的数据非常有限,并且由于这种调节作用并非本文提出的论点的中心,因此未采用这种方法。

6由于重大原因和缺乏数据,瑞士被排除在分析之外。

7由赫尔曼·施密特(Hermann Schmitt)领导的团队产生的欧洲晴雨表的部分累积量(施密特等2002)极大地方便了数据集的构建。附录中包含有关编码和插补程序以及Stata和Mlwin脚本的详细信息,可用于复制发现,其他表格以及对发现的鲁棒性的评估,可通过作者的dataverse网站获得,网址为: .

8由于经济,社会和政治文化的差异,对东德和西德分别进行了调查。挪威在1994年没有加入欧盟,但在1990年至1996年期间确实加入了欧洲晴雨表,然后在2002/2003年再次加入。

9卢森堡被排除在外,因为经合组织没有计算该国的标准化福利率。在线附录中提供了基于包括卢森堡在内的大量受访者和背景的许多更简约模型的估计。

10英国就是一个例子。 2005年,英国国民党,现在是英国最重要的ER政党(吃好2004)参加了646个威斯敏斯特选区中的119个选区的争夺,即少于20%(诺里斯和韦兹恩2005(678)。在有57名和33名候选人的情况下,这一数字在1997年和2001年甚至更低( 永文 2004, 7).

11如果受访者打算投票支持奥地利的自由党,比利时的国民阵线或弗拉姆斯勃洛克,丹麦的自由党或丹麦人民党,芬兰的农村党或真正的鳍党,则将该变量编码为1,法国的国民阵线,德国的人民联盟,德国的共和​​党或民族民主人士,EPEN,希腊的国民阵线和政治之春,意大利的民族联盟和北方联盟,中心党派和利斯特·皮姆·福图因/ Leefbar荷兰的尼德兰(Nederland),挪威的自由党,葡萄牙的“基督教民主人士”,西班牙的各种法兰克党和瑞典的新民主主义。其他政党的选民和自我宣布的非选民的编码为0。

12为了简化表示,该模型不包含常数,而是每个国家/地区包含一个单位虚拟。

13注意,双索引表示人与环境之间的变化,而具有单个索引的变量在环境中变化,但在同一环境中对人是恒定的。

14更明确地说,控制u0j分布的方差-协方差矩阵Ωu被假定为对角矩阵,其元素相同。

15 在 =奥地利,BE =比利时,DE-E =东德,DE-W =西德,DK =丹麦,ES =西班牙,FI =芬兰,FR =法国,GR =希腊,IT =意大利,NL =荷兰, 没有 =挪威,PT =葡萄牙,SE =瑞典。

16如果人们认为后勤规模的0.7分(相当于欧洲怀疑主义的影响)的冲击是“大”,则在所有实现中约有20%会超过该阈值。

17所有社会人口统计学变量均作为虚拟指标输入模型。

18欧洲怀疑论是通过一个虚拟变量来衡量的。

19也可以使用其他数字,例如非白人居民的数量或外国出生的居民的比例,但是寻求庇护者和难民的数据至少出于以下三个原因是可取的:第一,庇护申请(以及家庭团聚)自1970年代以来(通常与以前的申请有关的索赔)提供了新的合法移民到西欧的主要途径( 弗里曼1998(94),其次,与其他措施不同,它们在时间和国家之间具有可比性。第三,寻求庇护者和难民已成为紧急状态宣传的主要重点。为了防止数字问题,每1000名居民中输入的数字作为申请数量。

20经合组织通过对几种类型的家庭,失业时间和失业前的收入水平进行平均,计算出“总失业救济金替换率”。

21ER的缔约方被排除在所有计算之外。对于显着性和差异性,这些数字是根据各自当事方的相对规模(投票份额)进行加权的。由于通常仅在即将举行选举时才发布政党宣言,因此会插补发布日期之间的政党立场。

22从样本中删除France不会对结果产生实质性影响。

23个人就业受到控制。

 

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