Henryk Domański Artur Pokropek Tomasz Żółtak

(1)

Polska Akademia Nauk

EMPIRYCZNY TEST HIPOTEZY O SŁABNĄCEJ KRYSTALIZACJI SYSTEMÓW PARTYJNYCH

Wiele argumentów przemawia za prawdziwością tezy o „odrywaniu się” poglądów politycznych od struktury społecznej, jednak nie brakuje również dowodów wskazujących na utrzymywanie się tej zależności bez większych zmian w czasie. Poniżej odniesiemy się do niektórych aspektów tego procesu, odwołując się do danych Europejskiego Sondażu Społecz- nego z lat 2002–2010. Przedmiotem naszej analizy jest siła związku między preferencjami wyborczymi i uczestniczeniem w wyborach a wiekiem, rodzajem wyznania religijnego, imi- gracją i usytuowaniem w hierarchii społecznej w kilkudziesięciu krajach na przestrzeni tych lat. Wyniki naszej analizy prowadzą do wniosku, że systemy polityczne mają raczej stabilne oparcie w strukturze społecznej. W szczególności nic nie wskazuje, żeby w latach 2002–

2010 miało miejsce zanikanie wpływu klasy społecznej na preferencje wyborcze. Wprawdzie przynależność klasowa jest stosunkowo słabym wyznacznikiem tych postaw, jednak jeszcze słabiej rysuje się wpływ wyznania religijnego, imigracji i wieku, utożsamianych z wyznaczni- kami „nowych” podziałów społecznych, rozmywających tradycyjne identyfi kacje wyborcze.

Główne pojęcia: głosowanie klasowe; struktura społeczna; postkomunizm; śmierć klas.

Mimo wielu argumentów na rzecz tezy o „odrywaniu się” poglądów politycznych od struktury społecznej, nie brakuje również dowodów wskazujących na utrzymywanie się tej zależności bez większych zmian w czasie (Kriesi 1998; Toka 1998; Evans 2000; Stubager 2008; Cole 2005; Brooks i in. 2006; Deegan-Krause 2007). Proble- matyka ta rozpatrywana jest w ogólniejszym kontekście – malejącej wyrazistości i czytelności podziałów między partiami, oraz częstych zmian preferencji po stronie wyborców. Efektem mogą być zjawiska określane mianem dekonsolidacji (Gunther i in. 1995; Condradt 2006), przejawiające się w braku stabilności, sterowności i efek- tywności systemu politycznego, a w odniesieniu do struktur społecznych – w postaci chaosu norm, przypadkowości i rozmywaniu się istniejących hierarchii.

Metaforę o postępującej dekonsolidacji można różnie rozumieć. Poniżej odniesiemy się do jej niektórych aspektów, odwołując się do danych sondażowych dla kilkudziesięciu społeczeństw. Opierając się na danych Europejskiego Sondażu Spo- łecznego z lat 2002–2010, przeanalizujemy siłę związku między preferencjami wyborczymi i uczestniczeniem w wyborach a wiekiem, rodzajem wyznania religijnego, imigracją i usytuowaniem w hierarchii społecznej. W miarę systematyczne analizy

Instytut Filozofi i i Socjologii, e-mail: hdomansk@ifi span.waw.pl, pokropek@ifi span.waw.pl, tzol- tak@ifi span.waw.pl

(2)

tych zjawisk koncentrują się na oddziaływaniu przynależności klasowej, chociaż i one nie wychodzą poza lata dziewięćdziesiąte ubiegłego stulecia. W naszych analizach nowym aspektem jest wydłużenie ich na pierwszą dekadę XXI wieku. Pozwo- li to na rozpoznanie wpływu zmian wynikających z poszerzenia Unii Europejskiej i wpływu recesji.

Przedstawione tu ustalenia sytuują nas raczej po stronie przeciwników tezy o ma- lejącej konsolidacji. Szczególnie nic nie wskazuje na zanikanie zależności między preferencjami politycznymi a przynależnością klasową. Prawdą jest, że pozostaje ona stosunkowo słabym wyznacznikiem tych postaw (co stwierdzono zresztą już wcześniej i nasze analizy nic pod tym względem nie wnoszą). Jednak jeszcze słabiej rysuje się wpływ wyznania religijnego, imigracji i wieku, utożsamianych z wyznacz- nikami „nowych” podziałów społecznych, rozmywających tradycyjne identyfi kacje wyborcze. Wyniki naszej analizy prowadzą do wniosku, że systemy polityczne nadal wydają się mieć oparcie w strukturze społecznej. Nowe zjawiska nie dezintegrują, ani nie wypierają tradycyjnych podziałów społecznych, dopełniając je – co najwy- żej – nowymi.

Zarys problemu

Analizując procesy dekonsolidacji system politycznego należy wrócić do lat siedemdziesiątych XX wieku. Wtedy bowiem w analizach dotyczących zachodnich demokracji zaczęto zwracać uwagę na międzynarodowy zasięg tych zjawisk¹. Do czego się one odnoszą? Dekonsolidacja, rozpatrywana z perspektywy jednostek, defi niowana jest jako odrywanie się poglądów politycznych od struktury społecznej.

Empirycznym przejawem tego procesu jest malejący związek między preferencjami partyjnymi a usytuowaniem w strukturze społecznej, a jego konsekwencją w skali masowej – osłabienie spójności system politycznego (Poguntke i Webb 2009)².

Dokonajmy przeglądu możliwych czynników dekonsolidacji, formułując to w postaci hipotez. Jeżeli chodzi o zjawiska odnoszące się do systemu politycznego, to najwcześniej odnotowanym faktem (historycznie ujmując) było upodabnianie się programów partyjnych, motywowane głównie potrzebami przestawienia się na masowego wyborcę (Downs 1957). Stosunkowo najnowszym przykładem tego zjawiska może być – obliczona na przyciągnięcie lewicowego elektoratu – zapowiedź lidera brytyjskich konserwatystów, Davida Camerona, z kwietnia 2012 roku, że jego rząd będzie popierał małżeństwa wśród homoseksualistów.

Drugim możliwym czynnikiem było sukcesywne pojawianie się na scenie politycznej nowych partii, poszerzających tradycyjne spektrum lewica–prawica. Nowa lewica reprezentowana jest głównie przez ruchy ekologiczne i partie zielonych. Za- silana przez protesty studenckie, wyłoniła się ona już w latach sześćdziesiątych XX

1 Lista różnych aspektów konsolidacji (lub dekonsolidacji) systemu politycznego obejmuje kilka- dziesiąt pozycji i samo tylko omówienie ich nie byłoby w ramach jednego artykułu możliwe. Stosun- kowo najnowszy przegląd związanych z tym kwestii zawiera artykuł Deegan-Krause (2007).

2 W literaturze anglosaskiej zjawisko to określane jest terminem dealingment.

(3)

wieku na gruncie walki o wartości „postmaterialne” i prawa różnych mniejszości, odrywając się od partii socjaldemokratycznych. Z kolei nowa prawica to partie na- rodowe i anarchistyczne. W przypadku Stanów Zjednoczonych, na prawym skrzydle Partii Republikańskiej usytuowała się Tea Party, a np. w Szwecji – skrajnie nacjona- listyczna, wroga imigrantom Partia Demokratyczna (która uzyskała 10-procentowe poparcie w wyborach parlamentarnych z 2010 roku). Nowe partie nacjonalistyczne przeciągają na stronę prawicy konserwatywny światopoglądowo elektorat klas niż- szych. Klasa robotnicza wciąż upatruje rzecznika swych interesów w socjaldemo- kracji, ale przemawiają do niej też hasła nawołujące do obrony miejsc pracy przed napływem mniejszości etnicznych, odwołujące się do ksenofobii, tożsamości naro- dowej i ochrony tradycyjnych wartości.

Czynnikiem dekonsolidacji może być również powstawanie partii łączących ele- menty programu tradycyjnej lewicy i prawicy, czego przykładem jest Lista Pima Fortuyna w Holandii – silnie prawicowa we wrogości do imigrantów i islamu, a le- wicowa pod względem antykatolicyzmu i popierania aborcji. Niedookreślony jest ideologiczny rodowód Niemieckiej Partii Pirackiej (Piratenpartei Deutschland), któ- ra propaguje wolny dostęp do wszelkiej własności intelektualnej i walkę z prywat- nymi monopolami – hasła te głoszone są przez wszystkie partie międzynarodowego ruchu piratów rozwijającego się od 2006 roku. Wyłanianie się partii skrzydłowych powoduje przesuwanie do centrum mniej skontrastowanych podziałów politycznych, kojarzonych z lewicą–prawicą (Anderson 2000). W przypadku Polski, pojawienie się w parlamencie Ruchu Poparcia Palikota przesunęło do środka sceny politycznej Platformę Obywatelską.

Tendencją osłabiającą identyfi kacje polityczne i preferencje wyborcze jest „personalizacja polityki”. Polega to na postępującym zwiększaniu się władzy wykonaw- czej przywódców życia politycznego i ich wiodącej roli w wyborach parlamentarnych. Z badań wynika, że np. w Stanach Zjednoczonych liczba informacji o liderach życia politycznego przekazywanych przez media, w stosunku do liczby informacji o partiach, wzrosła w kolejnych kampaniach wyborczych z 1,7 do 5,6, we Francji z 4,3 do 5,6, a w Wielkiej Brytanii z 0,7 do 1,3 (McAllister i Cole 2012). Przywódcy partii politycznych stają się coraz bardziej atrakcyjni i przyciągają więcej uwagi, coraz częściej też skupiają w sobie cechy programów partyjnych. Personalizacja polityki wydaje się nieuchronną konsekwencją zwiększającej się roli komunikacji medial- nej. Mediom zależy na przekazywaniu informacji w maksymalnie krótkiej postaci, co najlepiej udaje się za pośrednictwem znanych wizerunkowo liderów. Wychodzi to, z kolei, naprzeciw dążeniom wyborców, którym łatwiej jest oceniać i rozliczać konkretne jednostki (Lanoue i Headrick 1994).

Przejawem odrywania się polityki od struktury społecznej w nieco węższym aspekcie jest zjawisko określane mianem „kartelizacji”. Zdaniem obserwatorów życia politycznego, narastającą tendencją jest zamykanie się elit partyjnych przed nowym członkami w celu monopolizacji korzyści (Katz i Mair 1996). Kartelizacja polega na przekształcaniu się partii politycznych w instrumenty robienia kariery za- wodowej. Wśród przejawów tego procesu wymieniane są: malejąca rola demokracji wewnątrzpartyjnej, odrywanie się od agend terenowych ośrodków centralnych

(4)

i utrata przez szeregowych członków partii wpływu na poczynania przywódców.

Efektem kartelizacji są zmniejszające się możliwości wetowania decyzji liderów i ustalania list kandydatów w wyborach, a z punktu widzenia dekonsolidacji sceny politycznej – zacieranie granicy między głosowaniem na określoną partię i przyna- leżnością partyjną. W krajach europejskich najbardziej podatnymi na kartelizację okazują się partie zielonych, mniej oznak kartelizacji występuje w partiach socjaldemokratycznych i chrześcijańskiej demokracji, a najmniej były nimi dotknięte partie populistyczne (Sandri i Pauwels 2010).

Zacieraniu się wyrazistości programów partyjnych może również sprzyjać ujed- nolicanie się priorytetów między partiami w zakresie polityki fi skalnej, defi cytu budżetowego i innych działań rynkowych. Można to traktować jako kolejny znak czasu, wynikający z globalizacji i uwarunkowań związanych z integracją, wymusza- jących uzgadnianie stanowisk. Konieczności dyktowane przez potrzeby moderniza- cji i mechanizmy rynkowe stają się coraz bardziej uniwersalne i nie pozostawiają dużego wyboru na poziomie sporów między partiami, utrudniając zadanie wybor- com (Mair 2012: 271).

Jeżeli przyjąć, że jedną stroną dekonsolidacji są przekształcenia na scenie partyjnej, to drugą stroną są przekształcenia struktury klasowej. Od kilkudziesięciu lat przedmiotem dyskusji jest kwestia „zanikania klas” i zastępowania ich przez nowe podziały społeczne. W przekonaniu zwolenników tej tezy tendencje te uległy przy- spieszeniu – kolejnemu na przełomie stuleci – znajdując między innymi odzwierciedlenie w malejącej zależności między preferencjami wyborczymi a usytuowaniem w strukturze społecznej. Wynikiem, który już latach siedemdziesiątych potraktowano jako świadectwo rozmywania się ostrości podziałów klasowych, jest malejący odsetek robotników głosujących na partie lewicy (Creve 1986; Robertson 1984; Rose i McAl- lister 1986; Niemi in. 1992, Clark i Lipset 2001). Wśród możliwych źródeł tego procesu wskazuje się wzrost zamożności i stopy życiowej klasy robotniczej („zburżuazyjnie- nie”), postępujący spadek jej udziału w strukturze społecznej, a także przekształce- nia związane z rynkiem pracy i stosunkami własności. W szczególności dotyczy to zwiększającej się roli elastycznych form zatrudnienia i rozpowszechnianie się własności akcyjnej. Stabilne zawody i stanowiska zastępowane są przez różne formy pracy podwykonawczej i zajęcia wykonywane na części etatu, pociągając za sobą zanikanie identyfi kacji klasowych.

Z czynników świadomościowych wymienia się w tym kontekście reorientację na wartości postmaterialistyczne. Tendencje te traktowane są jako świadectwo maleją- cego znaczenia warunków materialno-bytowych w kreowaniu sporu politycznego między kapitałem i pracą najemną (Pakulski i Waters 1996; Inglehart 1997). Argu- mentem na rzecz malejącego wpływu przynależności klasowej na postawy wyborcze są również oznaki indywidualizacji strategii życiowych. Dokonuje się to na gruncie racjonalności, odwołującej się – częściej niż kiedyś – do kalkulacji strat i korzyści, i zwiększającej się różnorodności ofert w wielu dziedzinach. W połączeniu ze zwięk- szającym się poziomem wykształcenia powoduje to, że jednostki częściej kierują się własnymi interesami, nie uwzględniając tak silnie interesów grupowych (Goldthorpe 1996).

(5)

Wyniki analiz prowadzonych dla długich przedziałów czasowych potwierdziły zanikanie wpływu przynależności klasowej na preferencje wyborcze w wielu krajach, a zwłaszcza w Anglii i Szwecji (Nieuwbeerta, De Graaf i Ultee 1999). Dysfunkcjonal- ną konsekwencją tego procesu dla systemu politycznego, w opinii niektórych badaczy, jest chwiejność elektoratu, osłabiająca efektywność demokracji. Stwierdza się, że brak istotnego podziału politycznego nie wymusza rywalizacji między politykami, zwalnia od odpowiedzialności urzędników administracji państwowej i demobilizuje wyborców (Toka 1996; Ost 2011).

Hipotezy

Ustalenia dotyczące wpływu usytuowania w strukturze społecznej nie wychodzi- ły – w odniesieniu do większości krajów europejskich – poza lata dziewięćdziesiąte.

Zweryfi kujemy je w odniesieniu do późniejszego okresu. Pierwsza hipoteza dotyczy odrywania się postaw politycznych od przynależności klasowej. Trudno z góry przesądzić, czy akurat w latach 2002–2010, zacieranie się ostrości podziału lewica–

prawica, personalizacja polityki, uniformizujący wpływ globalizacji i indywiduali- zacja preferencji wyborczych, przyniosły dalsze obniżenie się siły związku między identyfi kacjami partyjnymi a klasą społeczną. Bylibyśmy raczej skłonni założyć, że stanowiły one podłoże wielokierunkowych i – w zależności od systemu politycznego – czasami przeciwstawnych procesów, które uaktywniły się jednak po wej- ściu 12 nowych państw do Unii Europejskiej. Było to bezprecedensowe zjawisko w najnowszej historii państw narodowych, które można porównać ze zmianą ustro- jową i kształtowaniem się demokracji w społeczeństwach postkomunistycznych.

W pierwszej dekadzie XXI wieku kraje Europy Środkowo-Wschodniej nadal go- niły społeczeństwa zachodnie, pozostając na etapie konstytuowania się demokracji i formowania się stratyfi kacji na gruncie stosunków rynkowych. Charakterystyczną cechą sceny politycznej w tych krajach jest krzyżowanie się wielu linii podziałów (na konfl ikty klasowe nakładają się podziały religijne i narodowościowo-etniczne) i „chwilowe” identyfi kacje z partiami politycznymi (Innes 2002). Potwierdzeniem tego wydaje się występowanie w nich słabszej niż w krajach zachodnich zależności między preferencjami wyborczymi a przynależnością klasową (Domański 2008).

Jednak w miarę upływu czasu logika dojrzewania demokracji powinna raczej działać na rzecz wzmocnienia siły związku między identyfi kacjami partyjnymi a usytuowaniem w strukturze społecznej.

Hipoteza odnosząca się do tego okresu jest w sumie nieostra. Efektem napływu migrantów do krajów starej UE, trudności związanych z ich adaptacją i konieczno- ści zajęcia stanowiska wobec tych problemów przez partie, mogły być przesunięcia sympatii politycznych elektoratu na mapie podziałów społecznych. Wiadomo, że np.

interesy ekonomiczne wyższych rangą kierowników i specjalistów, skłaniające ich do głosowania na prawicę, rozmijały się dotąd z kwestiami światopoglądowymi, np.

w zakresie popierana praw mniejszości etnicznych, w czym reprezentowali raczej stanowisko lewicy. Niespójności te mogły się jeszcze pogłębić, ale równie dobrze mogły ulec osłabieniu, np. w wyniku uświadomienia sobie zagrożeń związanych

(6)

z obecnością mniejszości etnicznych. Prowadziłoby to do wzmocnienia tradycyjnej zależności między głosowaniem na partie prawicowe a przynależnością do wyższej klasy średniej.

Druga hipoteza dotyczy roli wieku, zaliczanego do jednej z „nowych” osi po- działów społecznych, zacierających wpływ przynależności klasowej na identyfi kacje partyjne. Wpływ tego czynnika należy rozpatrywać w kontekście powszechnie występującej i – jak przewidujemy – nieulegającej większym zmianom zależności z uczestniczeniem w wyborach, której charakterystyczną cechą jest stosunkowo naj- niższa frekwencja najmłodszych wyborców. Nie wykluczamy natomiast, że więk- szym przesunięciom mogły ulec preferencje wyborcze. W 2008 roku miał miejsce światowy krach na rynku nieruchomości, który pociągnął za sobą załamanie gospodarki i wzrost bezrobocia, dotykającego w największym stopniu najmłodsze grupy wiekowe. Trudności ze znalezieniem pracy pogłębiło zaostrzenie się konkurencji ze strony imigrantów. Ludzie najmłodsi stali się najczęstszymi uczestnikami prote- stów i demonstracji ulicznych, co wskazywałoby na radykalizację nastrojów, prze- kładającą się być może na popieranie partii populistycznych i nacjonalistycznych.

Nie musi to oznaczać całkowitego zwrotu na prawo i niewykluczone, że w dalszym ciągu nawet większa część ludzi młodych skłonna jest do udzielania poparcia par- tiom zaliczanym do „nowej lewicy”, walczącym o ochronę środowiska, tolerancję obyczajową, równouprawnienie mniejszości seksualnych i dopuszczającym aborcję.

Najważniejsze jest jednak to, czy podział na grupy wiekowe jest czynnikiem zacierającym wpływ nierówności klasowych. Wskaźnikiem tego byłaby sytuacja, w której wiek jest czynnikiem różnicującym (czyli rozmywającym) preferencje wyborcze robotników, niższych pracowników umysłowych itd. Realistycznie rysuje się możliwość, że „młodsi” kierownicy i specjaliści stają się silniejszymi zwolennika- mi orientacji lewicowych w zakresie popierania swobody obyczajowej, głosowania na partie walczące z zagrożeniami środowiska naturalnego i popierających prawa lesbijek i gejów. Nie głosują na zachowawcze partie liberalno-prawicowe, ponie- waż nie boją się obniżenia standardu materialnego, ani utraty pozycji, podczas gdy starsze roczniki kładące większy nacisk na interesy ekonomiczne, pozostają elektoratem prawicy. Z kolei wśród robotników i niższych pracowników umysłowych usytuowanych na niższych piętrach hierarchii społecznej, i mających świadomość zagrożeń, silniejszym poparciem ludzi młodych powinny się cieszyć partie socjaldemokratyczne, komunistyczne, ale i nacjonalistyczne, natomiast starsze roczniki, przywiązane do tradycyjnych wartości, powinny stosunkowo częściej głosować na partie konserwatywne.

Trzecia hipoteza dotyczy religii. Prawidłowością jest, że sytuacja zagrożenia utratą środków do życia skłania do szukania nadziei w sferze transcendentnej – ludzie odwołują się do religii i Boga. Mając to na uwadze można założyć, że pierwsza dekada XXI wieku stała pod znakiem większego wpływu religii na strategie życio- we jednostek, czego odzwierciedleniem może być wzrost związku między rodzajem wyznawanej religii a postawami politycznymi. Podziały religijne traktowane są jako czynnik osłabiający wyrazistość mapy wyborczej – zarówno w sensie krzy- żowania się ich z przynależnością klasową w kształtowaniu preferencji partyjnych,

(7)

jak i uwzględniania roli religii w wystąpieniach polityków (Evans 1999). Z badań prowadzonych w Stanach Zjednoczonych wynika, że rodzaj wyznania religijnego różnicuje preferencje wyborcze (Brooks i Manza 1997; Botterman i Hooghe 2012).

W porównaniu z wiekiem jest to bardziej trwały wyznacznik usytuowania w strukturze społecznej, jeżeli rozpatrywać go z perspektywy cyklu życiowego jednostek i wydaje się, że powinien być on z tego względu silniejszym wyznacznikiem ich postaw. Do ustalenia jest kwestia, czy podziały religijne rzeczywiście osłabiają kry- stalizację mapy wyborczej.

Hipotezę tę zweryfi kujemy analizując związek między głosowaniem w wyborach a rodzajem wyznania religijnego. Wskaźnikiem efektu „krzyżowania się” czynnika religijnego z podziałami klasowymi byłoby wystąpienie efektu statystycznej interakcji między „klasą społeczną” a rodzajem religii – będziemy je tu rozpatrywać w podziale na religię katolicką, prawosławną, protestancką, judaizm i islam. Przewi- dujemy, że jeżeli podziały te zacierają wpływ przynależności klasowej na postawy wyborcze, to powinno się to uwidocznić w postaci stosunkowo częstszego popierania przez katolików, prawosławnych i protestantów partii chrześcijańsko-demokratycz- nych, postrzeganych jako partie reprezentujące interesy obrońców tradycyjnych war- tości i roli religii. Wyznawcy tych religii w ramach każdej klasy społecznej powinni częściej głosować na partie prawicowe, podkreślające ważność zachowania status quo i znaczenie ciągłości – w odróżnieniu do partii lewicowych, które są bardziej nastawione na zmianę. Wyjątkiem mogą być muzułmanie. W krajach europejskich należą oni do mniejszości etnicznych i z tego względu mogą być częściej zwolenni- kami partii lewicowych, opowiadających się za obroną praw wszelkich mniejszości.

Identycznym schematem analizy posłużymy się w odniesieniu do roli imigracji.

Zwiększająca się obecność imigrantów w krajach europejskich skłania do przetestowania hipotezy, w jakim stopniu wynikające z tego podziały społeczne różnicują mapę wyborczą i czy rzeczywiście krzyżują się ze stratyfi kacją klasową. Wskaźni- kiem tego byłoby występowanie istotnej różnicy we wzorach głosowania między imigrantami i nieimigrantami wśród specjalistów, pracowników umysłowych, robot- ników itd. Przewidujemy, że – jak chyba wszystkie mniejszości – imigranci powinni być nadreprezentowani w elektoracie lewicy.

Dane i zmienne

Hipotezy te zweryfi kujemy na danych Europejskiego Sondażu Społecznego z 2002 i 2010 roku. ESS jest badaniem międzynarodowym realizowanym cyklicz- nie od 2002 roku, na ogólnokrajowych reprezentatywnych próbach ludności w wieku powyżej 14 lat, dobieranych metodą losową (Sztabiński 2001). Z krajów poza- europejskich uczestniczą w nim Izrael i Turcja. W badaniach międzynarodowych ESS uznawany jest za najbardziej wiarygodne źródło informacji pod względem warsztatu metodologicznego, jakości danych, rozległości problematyki i dokumentacji wyników.

Przedmiotem naszej analizy będą deklaracje badanych dotyczące preferencji wyborczych i uczestnictwa w wyborach. Fakt uczestnictwa w wyborach jest zmienną

(8)

dychotomiczną, utworzoną z odpowiedzi na zadawane w każdym kraju pytanie: „czy brał/a P. udział w ostatnich wyborach (w przypadku Polski – do sejmu i senatu) w (październiku 2011 roku? Tak–Nie. Odpowiedziom „nie” przypisywano wartość 0, a odpowiedziom „tak” wartość 1.

Bezpośrednio po tym pytaniu respondenci, którzy zadeklarowali udział w wyborach odpowiadają na pytanie: „na którą partię głosował/a P. w tamtych wyborach do [sejmu]?”– badani dokonywali wyboru partii z przedstawionej im listy. Odwołu- jąc się do tych danych skonstruowaliśmy wskaźnik preferencji wyborczych. Biorąc pod uwagę zróżnicowane spektrum partii między krajami, dokonaliśmy ich pogru- powania w „rodziny partyjne”. Jest to porównywalny dla analizowanych tu krajów podział na 8 kategorii: (i) partie komunistyczne, (ii) ekologiczne, (iii) socjaldemokratyczne, (iv) liberalne, (v) chadeckie, (vi) konserwatywne, (vii) nacjonalistyczne i (viii) chłopskie. W celu wyodrębnienia „rodzin partyjnych” posłużyliśmy się dwie- ma bazami danych politologicznych: ParlGov (Döring i Manow 2011) i Manifesto Project (Volkens i in. 2011). Zawierają one spis wszystkich partii ze szczegółowymi informacjami dotyczącymi między innymi roku ich założenia, profi lu politycznego, liczby członków, struktury, usytuowania w wymiarze lewica–prawica i (zastosowa- nego w naszej analizie) podziału na „rodziny partyjne” – w oryginalnej klasyfi kacji wyodrębniono ich 10. W przypadku rozbieżności między obu bazami pod wzglę- dem przypisania określonego ugrupowania do rodzin partyjnych, dokonywaliśmy arbitralnego rozstrzygnięcia na podstawie dokumentacji ESS. Procentowe rozkłady zmiennej opisującej poparcie dla poszczególnych rodzin partyjnych we wszystkich rozpatrywanych krajach zamieszczamy w tabeli 1.

Tabela 1. Średnie poparcie dla poszczególnych rodzin partyjnych łącznie we wszystkich badanych krajach (w %)

Rodzina partyjna Rok badania

2002 2010

Nie głosował 38,8 40,8

Komunistyczne 3,6 4,0

Ekologiczne 2,1 2,8

Socjaldemokratyczne 21,5 17,5

Liberalne 8,2 6,0

Chadeckie 8,6 6,7

Konserwatywne 12,3 17,0

Nacjonalistyczne 1,5 1,6

Chłopskie 2,3 2,2

Inne partie 1,1 1,4

Suma 100,0 100,0

(9)

Wskaźnikiem usytuowania w strukturze klasowej będzie przynależność do kategorii, wyodrębniających się ze względu na stosunki własności, charakter pracy, poziom kwalifi kacji i stanowisko w hierarchii organizacyjnej. Kategorie te wyod- rębniliśmy na podstawie klasyfi kacji EGP, która uwzględnia te cechy (zob. Erikson i Goldthorpe 1992; Domański i Przybysz 2003). Są to: (i) specjaliści wyższego szczebla oraz wyższe kadry kierownicze przedsiębiorstw i urzędnicy państwowi, (ii) pracownicy umysłowi niższego szczebla, obejmujący kierowników wydzia- łów, techników, pielęgniarki, księgowych, pracowników umysłowych wykonują- cych rutynowe prace biurowe oraz pracowników umysłowych w usługach i handlu (sprzedawczynie, pracownicy poczt), (iii) właściciele fi rm i samozatrudniający się właściciele poza rolnictwem, (iv) robotnicy wykwalifi kowani, (v) robotnicy niewykwalifi kowani, i (vi) rolnicy, obejmujący robotników rolnych i właścicieli gospo- darstw³.

Kształtowanie się zależności między preferencjami politycznymi i przynależno- ścią klasową rozpatrujemy na tle płci, wieku (liczba ukończonych lat życia), bycia imigrantem (lub nieemigrantem) i wyznania religijnego. Podział na imigrantów i nieemigrantów opisuje zmienna zero-jedynkowa, utworzona na podstawie odpowiedzi na pytania o urodzenie się w danym kraju respondenta i jego rodziców. Do imigrantów zaliczyliśmy osoby, których rodzice lub one same urodziły się poza granicami danego kraju – wszystkie pozostałe osoby potraktowaliśmy jako nie- emigrantów. Dodatkowo, jako nieposiadające praw wyborczych, z analizy wyklu- czone zostały osoby, które zadeklarowały, że nie są obywatelami kraju, w którym zostały zbadane. Z danych z 2002 roku wykluczono w efekcie 1143 osoby (3,1%), a z danych z 2010 roku 1725 osób (4,6%). Przynależność religijną rozpatrujemy w podziale na 5 kategorii – katolicy, prawosławni, protestanci, muzułmanie i Ży- dzi – utworzonych z odpowiedzi na pytanie „Czy uważa się P. za wyznawcę jakiejś religii lub czuje się związany z jakimś kościołem lub wyznaniem? Tak–Nie”. Re- spondenci, którzy odpowiedzieli „tak”, wskazywali na wyznanie z przedłożonej im listy rodzajów religii.

Zanikanie wpływu przynależności klasowej?

Świadectwem zacierania się podziałów politycznych związanych z przynależno- ścią klasową byłby spadek zależności między preferencjami wyborczymi a przyna- leżnością do kierowników wyższego szczebla i specjalistów, niższych pracowników umysłowych, właścicieli, robotników i rolników. O tym, czy tak było, informuje porównanie parametrów siły związku między tymi zmiennymi w latach 2002 i 2010.

Wyjaśnianymi zjawiskami były: fakt uczestniczenia w ostatnich wyborach i głoso- wanie na określone partie polityczne, a zmiennymi wyjaśniającymi – podział na

3 Kategorie te utworzyliśmy za pomocą modułu „ISKO” w programie Stata, na podstawie infor- macji dotyczących wykonywanego zawodu, zakodowanego według International Standard Classi- fi cation of Occupations, podziału na właścicieli i niewłaścicieli oraz informacji o stanowisku w hie- rarchii organizacyjnej.

(10)

klasy społeczne, rozpatrywane na tle wieku, płci, podziału na imigrantów i nieimi- grantów oraz wyznania religijnego.

Współczynniki regresji dla tych zależności przedstawiamy w tabelach 2–10.

Wyznaczyliśmy je na połączonej zbiorowości respondentów dla wszystkich krajów ogółem. W tabeli 2 prezentujemy siłę związku między faktem uczestniczenia w wyborach a przynależnością klasową, wiekiem, płcią i rodzajem wyznania, uzyskane z modelu logistycznej regresji wielopoziomowej. W odniesieniu do przynależności klasowej wartości tych parametrów wskazują, ile razy większe (wartości powyżej 1) lub mniejsze (poniżej 1) były „szanse”, że członkowie danej klasy społecznej uczestniczyli w wyborach. Odpowiednio, w tabelach 3–10, przedstawione są parametry charakteryzujące związek tych cech z głosowaniem na określone „rodziny”

partyjne uzyskane w wielopoziomowym modelu regresji wielomianowej. Informują one, ile razy częściej (wartości powyżej 1) lub rzadziej (poniżej 1) członkowie danej klasy społecznej głosowali na partię z określonej rodziny partyjnej (w porównaniu z osobami nieuczestniczącymi w wyborach, których traktujemy tu jako kategorię referencyjną)⁴.

Tabela 2. Siła zawiązku między uczestniczeniem w wyborach a przynależnością klasową, płcią, religią i wiekiem. Parametry uzyskane w modelu logistycznej regresji wielopoziomowej

Zmienna zależna: Iloraz szans Istotność różnic między

latami

2002 2010

(stała) 1,575** 1,302* 0,005

Płeć 0,826** 0,865** 0,331

Wiek (standaryzowany) 1,531** 1,465** 0,195

Wyżsi kierownicy i specjaliści 2,248** 2,560** 0,164

Pozostali pracownicy umysłowi 1,645** 1,751** 0,339

Właściciele fi rm 1,366** 1,363** 0,969

Robotnicy wykwalifi kowani 1,026 1,132** 0,127

Rolnicy 1,027 1,131 0,345

Katolicyzm 0,883 0,982 0,239

Protestantyzm 1,523* 1,570** 0,812

Prawosławie 0,767* 0,592** 0,003

Judaizm 1,435* 1,168 0,014

Islam 0,761 0,908 0,360

** p<0,01 * p<0,05

W tej i we wszystkich poniższych tabelach, kategoriami referencyjnymi są: niegłosujący dla głosowania;

mężczyźni dla płci, robotnicy niewykwalifi kowani dla EGP, niewierzący dla wyznawanej religii.

4 W modelu wielomianowym wyróżnienie kategorii referencyjnej dla zmiennej wyjaśnianej, względem której interpretuje się wartości pozostałych kategorii, jest warunkiem estymacji parame- trów. Omówienie właściwości i zastosowań wielopoziomowych modeli regresji można znaleźć w książce Domańskiego i Pokropka (2011).

(11)

Tabela 3. Siła zawiązku między głosowaniem na partię komunistyczną a przynależnością klasową, płcią, religią i wiekiem. Parametry uzyskane w modelu wielomianowej regresji wielopoziomowej

Zmienna niezależna:

Iloraz szans Istotność różnic między latami

2002 2010

(stała) 0,142** 0,147** 0,809

Płeć 0,916 0,830* 0,338

Wyżsi kierownicy i specjaliści 1,471 1,547* 0,786

Właściciele fi rm 0,907 0,777 0,591

Robotnicy wykwalifi kowani 0,999 0,946 0,789

Rolnicy 0,799 0,572* 0,267

Katolicyzm 0,297** 0,466* 0,003

Protestantyzm 0,773 0,827 0,795

Prawosławie 0,691 0,866 0,044

Judaizm --- --- ---

Islam 1,063 1,197 0,690

** p<0,01 * p<0,05

% głosujących na tę rodzinę partyjną w próbie = 3,6% (2002 r.), 4,0% (2010 r.); liczebność = 1 332 (2002 r.), 1 359 (2010 r.).

--- w kategorii tej znalazło się mniej niż 10 osób, stąd też interpretacja wartości współczynnika nie ma sensu. Analogiczne oznaczenia zastosowaliśmy w tabelach 4–11.

Tabela 4. Siła zawiązku między głosowaniem na partie ekologiczne a przynależnością kla- sową, płcią, religią i wiekiem. Parametry uzyskane w modelu wielomianowej regresji wielopoziomowej

2002 2010

(stała) 0,049** 0,053** 0,686

Płeć 1,270 1,141 0,525

Wiek (standaryzowany) 0,908 1,096 0,000

Właściciele fi rm 1,266 2,117** 0,045

Rolnicy 0,411* 0,700 0,399

Katolicyzm 0,446** 0,402** 0,634

Prawosławie --- 0,306** ---

Judaizm --- --- ---

Islam --- 0,530 ---

** p<0,01 * p<0,05

% głosujących na tę rodzinę partyjną w próbie = 2,1% (2002 r.), 2,8% (2010 r.); liczebność = 840 (2002 r.), 1 035 (2010 r.).

(12)

Tabela 5. Siła zawiązku między głosowaniem na partie socjaldemokratyczne a przynależ- nością klasową, płcią, religią i wiekiem. Parametry uzyskane w modelu wielomianowej regresji wielopoziomowej

2002 2010

(stała) 0,681** 0,465** 0,017

Płeć 0,852** 0,940 0,040

Robotnicy wykwalifi kowani 1,028 1,195** 0,124

Rolnicy 0,707 0,725 0,836

Katolicyzm 0,719* 0,783 0,602

Prawosławie 1,133 0,943 0,175

Judaizm 1,257 0,488** 0,000

Islam 1,204 1,231 0,941

** p<0,01 * p<0,05

Tabela 6. Siła zawiązku między głosowaniem na partie liberalne a przynależnością kla- sową, płcią, religią i wiekiem. Parametry uzyskane w modelu wielomianowej regresji wielopoziomowej

2002 2010

(stała) 0,166** 0,123** 0,212

Płeć 0,820* 0,813* 0,928

Rolnicy 0,931 1,252 0,352

Katolicyzm 0,839 0,769 0,690

Prawosławie --- --- ---

Judaizm 0,501* --- ---

Islam 0,320 0,379 0,763

** p<0,01 * p<0,05

(13)

Tabela 7. Siła zawiązku między głosowaniem na partie chadeckie a przynależnością kla- sową, płcią, religią i wiekiem. Parametry uzyskane w modelu wielomianowej regresji wielopoziomowej

2002 2010

(stała) 0,130** 0,071** 0,028

Płeć 0,813** 0,811** 0,965

Rolnicy 1,217 1,677** 0,000

Katolicyzm 2,065** 2,995** 0,203

Protestantyzm 2,591** 3,068** 0,540

Prawosławie 3,136** 2,430* 0,350

Judaizm 2,484* 2,672* 0,795

Islam 0,491 --- ---

** p<0,01 * p<0,05

Tabela 8. Siła zawiązku między głosowaniem na partie konserwatywne a przynależnością klasową, płcią, religią i wiekiem. Parametry uzyskane w modelu wielomianowej regresji wielopoziomowej

2002 2010

(stała) 0,256** 0,306** 0,450

Płeć 0,747** 0,829** 0,156

Rolnicy 1,105 1,221 0,499

Katolicyzm 1,189 1,363 0,744

Protestantyzm 1,654* 1,564* 0,759

Prawosławie --- 0,026** ---

Judaizm 4,039** 3,343** 0,326

Islam --- 0,418** ---

** p<0,01 * p<0,05

(14)

Tabela 9. Siła zawiązku między głosowaniem na partie nacjonalistyczne a przynależnością klasową, płcią, religią i wiekiem. Parametry uzyskane w modelu wielomianowej regresji wielopoziomowej

2002 2010

(stała) 0,095** 0,064** 0,339

Płeć 0,676* 0,625** 0,671

Wiek (standaryzowany) 1,452** 1,139 0,026

Wyżsi kierownicy i specjaliści 1,020 0,616* 0,196

Pozostali pracownicy umysłowi 1,281 0,667** 0,095

Rolnicy 0,294** 0,771 0,000

Katolicyzm 0,333** 0,621 0,107

Prawosławie --- 1,006 ---

Judaizm --- --- ---

Islam --- --- ---

** p<0,01 * p<0,05

% głosujących na tę rodzinę partyjną w próbie = 1,5% (2002 r.), 1,6% (2010 r.); liczebność = 553 (2002 r.), 498 (2010 r.).

Tabela 10. Siła zawiązku między głosowaniem na partie chłopskie a przynależnością kla- sową, płcią, religią i wiekiem. Parametry uzyskane w modelu wielomianowej regresji wielopoziomowej

2002 2010

(stała) 0,034** 0,037** 0,714

Płeć 0,725** 0,811* 0,280

Pozostali pracownicy umysłowi 1,422* 1,425* 0,982

Właściciele fi rm 1,709* 1,689** 0,969

Robotnicy wykwalifi kowani 1,338* 1,127 0,222

Rolnicy 5,596** 5,930** 0,843

Katolicyzm 1,338 0,537 0,033

Protestantyzm 5,732** 4,865** 0,270

Prawosławie --- --- ---

Judaizm --- --- ---

Islam --- --- ---

** p<0,01 * p<0,05

% głosujących na tę rodzinę partyjną w próbie = 2,3% (2002 r.), 2,2% (2010 r.); liczebność = 877 (2002 r.), 680 (2010 r.).

(15)

Rysunek 1. Szanse głosowania na poszczególne rodziny partyjne dla poszczególnych klas społecznych (kategoria odniesienia: nie brał udziału w wyborach)

0,1 0,4 1,0 2,7

rolnicy robotnicy wykw.

właściciele ﬁrm pozostali prac. umysł.

wyżsi kier. i specjaliści

chłopskienacjonalistycznekonserwatywnechadeckieliberalnesocjal- demokratyczneekologicznekomunistyczne

Iloraz szans (odds rao)

Pare i kategorie społeczno-zawodowe 2002

2010 wyżsi kier. i specjaliści

wyżsi kier. i specjaliści

(16)

Współczynniki regresji przedstawiliśmy również, w celu lepszej wizualizacji tych zależności, w postaci grafi cznej (na rysunku 1). Zależności te okazują się niezwykle stabilne. Jeżeli chodzi o fakt uczestniczenia w wyborach, to w latach 2002–2010 stosunkowo największą frekwencją wyborczą charakteryzowały się kategorie kierow- ników wyższego szczebla i specjalistów przed niższymi pracownikami umysłowymi i właścicielami, a stosunkowo najrzadziej głosowali robotnicy wykwalifi kowani i rolnicy (tabela 2). Prawie identyczna hierarchia rysowała się w odniesieniu do określo- nych preferencji wyborczych. Jedynie partie nacjonalistyczne cieszyły się najwięk- szym poparciem właścicieli, a na partie chłopskie najczęściej głosowali rolnicy.

Oczywiście wynik ten jest przede wszystkim odzwierciedleniem zróżnicowania między kategoriami pod względem skłonności do uczestniczenia w wyborach (efekt kategorii referencyjnej – tych, którzy w nich nie uczestniczą), a nie preferencji wyborczych. Bardziej precyzyjną charakterystyką wzorów zależności między preferencjami a przynależnością klasową może być odniesienie współczynników regresji do średniej. Średnie dla wszystkich współczynników regresji przedstawiliśmy w tabeli 11 – porównując je z wielkościami odpowiadających im parametrów regresji z tabel 3–10 można określić, które partie wybierane były przez które kategorie stosunkowo najczęściej, a przez które kategorie najrzadziej⁵.

Tabela 11. Średnie wartości współczynników regresji dla zależności z głosowaniem na wszystkie 8 rodzin partyjnych – wyliczone dla parametrów z tabel 3–10

Iloraz szans

2002 2010

(stała) 0,131 0,111

Płeć 0,837 0,839

Wiek (standaryzowany) 1,410 1,376

Wyżsi kierownicy i specjaliści 2,153 2,277

Pozostali pracownicy umysłowi 1,705 1,686

Właściciele fi rm 1,456 1,414

Robotnicy wykwalifi kowani 1,033 1,110

Rolnicy 0,912 1,165

Katolicyzm 0,737 0,791

Protestantyzm 1,475 1,750

Prawosławie 1,349 0,501

Judaizm 1,585 1,634

Islam 0,670 0,658

Są to średnie geometryczne wyznaczone na podstawie współczynników regresji, przedstawionych w tabe- lach 3–10.Wyrażono je w metryce ilorazu szans – odds ratio.

5 Średnie dla 2002 roku są średnimi geometrycznymi współczynników regresji wyznaczonych dla określonej zmiennej niezależnej na podstawie ich wartości dla wszystkich analizowanych rodzin partyjnych. Analogicznie ustaliliśmy wartości tych średnich dla 2010 roku. W celu określenia, jak silnie warto- ści współczynników regresji dla poszczególnych rodzin partyjnych odbiegają od średniej geometrycznej, należy posługiwać się ilorazami, a nie różnicami tych wartości, jak w przypadku średniej arytmetycznej.

(17)

Wyżsi rangą kierownicy i specjaliści stosunkowo najczęściej głosowali na partie ekologiczne, nawołujące do ochrony środowiska naturalnego i tolerancji wobec roz- maitych grup mniejszościowych, a równocześnie – na partie liberalne, konserwatywne i chadeckie, nastawione raczej na zachowanie stabilności niż zmianę stosunków społecznych. W 2002 roku szanse głosowania na partie ekologiczne przewyższały w tej kategorii wielkość średniego poparcia 1,74 razy (3,747/2,153), a w 2010 roku 2,47 razy. W tym samym czasie trochę zmniejszyły się one dla partii liberalnych (w stosunku do średniej z 1,89 do 1,71), jednak w dalszym ciągu było stosunkowo wysokie. Wynik ten można traktować jako odzwierciedlenie charakterystycznej am- biwalencji wyższych klas średnich. Głosowanie na partie prawicowe zapewnia im zachowanie wysokiej pozycji społecznej, a głosowanie na partie ekologiczne zaspo- kaja potrzebę lewicowości w zakresie swobody obyczajowej, moralności oraz wraż- liwości na nierówności i przejawy ubóstwa (Åberg 2003). Z drugiej strony, kategoria ta była wyraźnie niedoreprezentowana w elektoracie partii nacjonalistycznych, socjaldemokratycznych i chłopskich. W szczególności dotyczyło to częstości głoso- wania na partie nacjonalistyczne, odrzucane w środowisku inteligencji ze względu na ich ksenofobię, antysemityzm i rasizm. W latach 2002–2010 szanse na poparcie przez wyższych rangą kierowników i specjalistów partii nacjonalistycznych kształ- towały się wyraźnie poniżej średniej dla wszystkich analizowanych rodzin partyjnych, zmniejszając się (względem średniej) z 0,45 do 0,27.

W analizach nad stratyfi kacją społeczną głosowanie na określone ugrupowania partyjne zwykło się traktować jako świadectwo mobilizacji na rzecz realizacji inte- resów grupowych, wskaźnik tożsamości i odrębnego usytuowania w strukturze spo- łecznej (Hall 1997; Kingston 2000). Wyniki tej analizy wskazywałyby na stosunkowo najsilniejsze natężenie tych postaw w odniesieniu do wyższych kierowników i specjalistów. W trochę mniejszym zakresie rysowały się one w odniesieniu do niż- szych pracowników umysłowych. Charakteryzowali się oni podobnymi preferencjami politycznymi jak wyższe klasy średnie, stosunkowo najczęściej głosując na partie chadeckie, liberalne i ekologiczne, jakby właśnie w nich lokowali swoje interesy i strategie życiowe. Również w przypadku tej kategorii szanse głosowania na partie ekologiczne, w stosunku do średniej szans dla wszystkich analizowanych rodzin partyjnych, zwiększyły się z 1,45 do 1,80. Sugeruje to, że pierwsze dziesięciolecie XXI wieku stało pod znakiem pewnej atrakcyjności ruchu ekologicznego w klasie śred- niej. Na trochę niższym poziomie kształtowały się preferencje wyborcze niższych pracowników umysłowych wobec partii liberalnych i chrześcijańskiej demokracji.

Solidniejszym elektoratem formacji liberalnych okazują się właściciele poza rolnictwem. W 2010 roku liberalizm cieszył się wśród właścicieli stosunkowo najwięk- szym poparciem (1,73), mimo pewnego obniżenia się jego notowań w porównaniu do 2002 roku (1,89). Polityka partii liberalnych gwarantuje właścicielom nietykal- ność własności prywatnej, utwierdzając ich – chyba również – w przekonaniu, że zamożność i zyski z własności są naturalną konsekwencją rywalizacji jednostek, którą należy nagradzać. Do właścicieli najbardziej przemawiają też, propagowane na gruncie liberalizmu, ideologia wolności ekonomicznej i wolnej konkurencji w połą- czeniu z zasadami gospodarki wolnorynkowej. Z wyższymi kierownikami, specja-

(18)

listami i pracownikami umysłowymi łączy ich poparcie dla partii chadeckich, różni zaś jego brak dla partii ekologicznych. Ponieważ wyrażanie poparcia dla gospodarki wolnorynkowej koliduje programowo z polityką lewicy, nie powinno zaskakiwać, że właściciele stosunkowo rzadziej od innych kategorii głosowali na partie komunistyczne – w latach 2002–2010 wskaźniki te zmniejszyły się jeszcze z 0,62 do 0,54 (względem średniej).

Jeżeli podobieństwo preferencji wyborczych można traktować jako wskaźnik bli- skości poglądów, to wyniki te wskazywałyby na występowanie pewnej wspólnoty między kategoriami usytuowanymi w górnej połowie hierarchii społecznej. Na prze- ciwległym biegunie preferencji wyborczych lokowali się rolnicy, typowo wiejski elektorat, którego dominującą cechą jest głosowanie na partie chłopskie przy równo- czesnym niedoreprezentowaniu pod względem głosowania na partie komunistyczne, ekologiczne, socjaldemokratyczne, ale także nacjonalistyczne, co akurat niełatwo zrozumieć. Zgodnie z oczekiwaniami, szanse zagłosowania przez rolników na partie chłopskie są kilkakrotnie wyższe niż na dowolne inne ugrupowanie, chociaż od 2002 do 2010 roku przewaga ta zmniejszyła się z 6,14 do 4,80. Może to między innymi wynikać z częściowego odpływu elektoratu chłopskiego do partii chadeckich. W latach 2002–2010 szanse głosowania przez rolników na partie chadeckie (w stosunku do średniej szans) zwiększyły się z 1,33 do 1,44, co sprawiło, że stały się one drugim co do wielkości ugrupowaniem politycznym popieranym przez kategorię rolników.

Rysująca się tu odrębność profi lu politycznego klasy średniej, a jeszcze bardziej rolników, kontrastuje z brakiem wyrazistości robotników wykwalifi kowanych. Dla zwolenników poglądu, że klasy społeczne są czymś więcej niż tylko statystycznymi zbiorami jednostek, kategoria ta jest kwintesencją podmiotowości klasowej, stąd też trudno byłoby znaleźć lepsze kryterium do weryfi kacji tezy o dekompozycji sceny wyborczej. Z tego punktu widzenia najlepszym wskaźnikiem podmiotowości robotników wykwalifi kowanych byłoby głosowanie na partie socjaldemokratyczne i komunistyczne, występujące tradycyjnie z hasłami obrony interesów klas niższych. Nie zaskaku- je nas brak istotniejszych oznak integracji robotników wykwalifi kowanych na scenie wyborczej. Potwierdzałoby to zresztą ustalenia wcześniejszych analiz wskazujących, że robotnicy coraz rzadziej popierają partie lewicowe, zasilając szeregi prawicy, co zwykło się na ogół interpretować jako rezultat wzrostu zamożności i upodabniania się ich statusu materialnego do klasy średniej (Clark i Lipset 2001). W latach 2002–2010 preferencje wyborcze robotników wykwalifi kowanych i niewykwalifi kowanych (kategoria referencyjna) były do siebie podobne, albo też – dokładniej ujmując – w po- dobnym stopniu „rozmyte”.

Podsumujmy: na mapie podziałów klasowych nie dokonały się istotne przesu- nięcia preferencji wyborczych. Globalizacja, poszerzenie Unii Europejskiej i nie- pewności wynikające z kryzysu gospodarczego nie przełożyły się ani na osłabienie (ani wzmocnienie) siły związku między postawami politycznymi a przynależnością klasową. Nie wyklucza to jednak, że zwiększyła się rola innych wyznaczników głoso- wania na określone ugrupowania partyjne, związanych z wiekiem, płcią, podziałami religijnymi i procesami migracji. Przyjrzyjmy się im pamiętając, że wartości pre- zentowanych tu współczynników pokazują szanse, że osoba o danej charakterystyce

(19)

raczej zagłosuje na ugrupowanie z danej rodziny partyjnej, niż nie weźmie udziału w wyborach. Stąd też lepiej jest porównywać je ze średnimi – w ramach wszystkich analizowanych rodzin partyjnych – wartościami współczynników regresji (tabela 11).

Nic nie wskazuje, aby wyznacznikiem preferencji wyborczych była przynależ- ność do kategorii imigrantów – przynajmniej w ramach operacjonalizacji, jakiej mogliśmy dokonać na podstawie danych ESS. Zależność ta okazała się nieistotna statystycznie, stąd też pominęliśmy ją w ramach prezentowanego tu modelu regresji.

Prawidłowością jest, że szanse głosowania na prawie wszystkie partie zwiększają się z wiekiem, tzn. częściej głosowały osoby starsze niż młodsze. Jednak po zrela- tywizowaniu tych zależności do średnich współczynników regresji okazuje się, że kształtowały się one mniej więcej dla wszystkich partii podobnie – młodsze pokolenie nie jest więc, przykładowo, politycznym zapleczem partii ekologicznych, a ludzie starsi nie głosują wyraźnie częściej na partie konserwatywne. To samo można powie- dzieć o płci. „Klasotwórcza” rola tego czynnika sprowadzała się do rzadszego uczestniczenia kobiet w wyborach – czego świadectwem jest fakt, że wartości współczyn- ników regresji dla płci kształtowały się w odniesieniu do głosowania na wszystkie partie poniżej 1. Między mężczyznami i kobietami nie było natomiast wyraźniejszych różnic w zakresie wyboru określonych rodzajów ugrupowań partyjnych.

Wyraźniej rysowała się rola wyznania religijnego. W latach 2002–2010 zależność ta dochodziła do głosu w postaci częstszego głosowania wyznawców prawosławia, judaizmu, katolików i protestantów na partie chadeckie. Trudno to interpretować inaczej niż jako świadectwo chrześcijańskiego rodowodu i wspólnego systemu war- tości⁶. Protestanci i wyznawcy religii judaistycznej byli również nadreprezentowani w elektoracie partii konserwatywnych, a judaizm dodatkowo łączył się z mniejszą skłonnością do głosowania na liberałów i socjaldemokratów. Nie wiemy, jak zależ- ności te kształtowały się we wcześniejszym okresie, jednak nie można zaprzeczyć, że w pierwszej dekadzie XXI wieku podziały na tle wyznaniowym, rozpatrywane z perspektywy globalizującej się Europy, były pewnym wyznacznikiem preferencji wyborczych.

Efekt „zacierania” przynależności klasowej przez podziały religijno-wyznaniowe

Z punktu widzenia krystalizacji sceny politycznej najważniejsze jest to, że po- działy na tle wyznaniowym mogły się stać czynnikiem rozmywającym ostrość po- działów klasowych. Byłoby tak, gdyby np. część kierowników wyższego szczebla i specjalistów, należących do Kościoła katolickiego, głosowała na partie chadeckie, a część protestancka na partie liberalne. W celu przetestowania tej hipotezy posłu- żyliśmy się wielopoziomowym modelem regresji wielomianowej ze zmiennymi uwzględniającymi możliwe interakcje tych wyznań z przynależnością klasową.

6 W przypadku Izraela do partii chadeckich zaliczane były judaistyczne ugrupowania religijne.

Wskazywanie na wpływ chrześcijańskiego rodowodu wydaje się uzasadnione, aczkolwiek w przypadku Izraela ma on oczywiście podłoże judaistyczne.

(20)

Wyniki tej analizy dla zmiennych interakcyjnych przedstawione są w tabeli 12.

Zamieszczone w niej wielkości współczynników regresji informują o częstości gło- sowania na określone partie polityczne w zależności od skrzyżowania przynależno- ści klasowej z podziałami religijnymi ze względu na: osoby niewierzące, katolików, protestantów i członków innych religii (ze względów obliczeniowych wyodrębnili- śmy tylko dwa wyznania, które są reprezentowane najliczniej). Kategorią referencyj- ną są tu niewierzący robotnicy niewykwalifi kowani.

Tabela 12. Efekty interakcji przynależności klasowej i religii dla głosowania na określone rodziny partyjne (ilorazy szans)

Rodzina partyjna/klasa

Niewierzący Katolicy Protestanci Inne religie 2002 2010 2002 2010 2002 2010 2002 2010 Komuni-

styczne

wyżsi kierownicy i specjaliści 1,91 1,85 0,36 0,37

pozostali pracownicy umysłowi 2,03 1,63 0,51 0,77 0,33

właściciele fi rm 0,63 0,32 - - 4,17

robotnicy wykwalifi kowani 1,72

rolnicy

robotnicy niewykwalifi kowani odn. odn. 0,37 0,42

Ekolo- giczne

wyżsi kierownicy i specjaliści 3,78 5,30 -

pozostali pracownicy umysłowi 2,43 2,42 3,24 -

właściciele fi rm 2,04 - - -

robotnicy wykwalifi kowani - -

rolnicy - - - - - -

robotnicy niewykwalifi kowani odn. odn. 0,42 0,29 - Socjalde-

mokrat. wyżsi kierownicy i specjaliści 1,80 2,30 0,74

pozostali pracownicy umysłowi 1,55 1,72 0,75 0,73 0,74

właściciele fi rm 0,48

rolnicy 0,61 0,57 2,90 2,96

robotnicy niewykwalifi kowani odn. odn.

Liberalne wyżsi kierownicy i specjaliści 4,54 4,85 -

pozostali pracownicy umysłowi 2,42 2,75 0,49 0,40

właściciele fi rm 2,40 2,09 1,87 - -

robotnicy wykwalifi kowani 1,32 0,65 1,36 - -

rolnicy - -

robotnicy niewykwalifi kowani - - 0,25 -

Chadec- kie

wyżsi kierownicy i specjaliści 2,15 2,87 0,55

pozostali pracownicy umysłowi 1,93 1,72 1,45 1,98 właściciele fi rm 2,43 2,01 0,45 0,57

rolnicy 2,03

robotnicy niewykwalifi kowani odn. odn. 1,81 2,64 2,52 2,75

(21)

Konser-

watywne wyżsi kierownicy i specjaliści 3,66 3,51 0,57

pozostali pracownicy umysłowi 2,48 1,85 0,58 0,66

właściciele fi rm 2,74 2,24 0,51 0,22 0,43

robotnicy wykwalifi kowani 1,34 0,71 0,52

rolnicy 0,22 0,20

robotnicy niewykwalifi kowani odn. odn. 2,09 Nacjona-

listyczne

wyżsi kierownicy i specjaliści - - - -

pozostali pracownicy umysłowi 1,84 0,57 2,31 0,28 -

właściciele fi rm 1,72 0,56 3,68 - - 2,91

robotnicy wykwalifi kowani 0,36 1,96 -

rolnicy - - - - -

robotnicy niewykwalifi kowani odn. odn. 0,26 0,38 - Chłop-

skie

wyżsi kierownicy i specjaliści 2,57 - -

pozostali pracownicy umysłowi 1,68 - -

właściciele fi rm 2,25 - -

robotnicy wykwalifi kowani 1,68 0,53 - -

rolnicy 6,02 4,95 - -

robotnicy niewykwalifi kowani odn. odn. 5,48 5,85 - -

Podano wyłącznie wartości współczynników istotnych na poziomie istotności ≤0,05.

- w danej kategorii znalazło się mniej niż 5 osób, interpretacja wartości współczynnika nie ma więc sensu.

Kategorią referencyjną dla „religii” są niewierzący, a dla „przynależności klasowej” – robotnicy niewykwalifi kowani.

Hipoteza o roli zróżnicowania religijnego jako czynnika rozmywającego struktury klasowe uzyskuje pewne potwierdzenie, chociaż dokonywało się to głównie w aspekcie podziału na osoby wierzące i niewierzące, niż przynależności do okre- ślonego wyznania. Jeżeli chodzi o kierowników wyższego szczebla i specjalistów, to w 2002 roku niewierzący członkowie tej kategorii mieli, w stosunku do niewierzą- cych robotników niewykwalifi kowanych, 4,54 razy większe szanse głosowania na partie liberalne, 3,78 większe na partie ekologiczne i 3,66 na partie konserwatywne.

Słabiej różnicowała ich przynależność do Kościoła katolickiego – obniżając szanse głosowania na partie konserwatywne 1,75 razy (1/0,57), obniżając też, w 2002 roku, szanse głosowania na partie socjaldemokratyczne (1,35) i komunistyczne (w gra- nicach 2,7–2,8 w latach 2002–2010) – natomiast czynnikami bez znaczenia były protestantyzm i przynależność do innych religii.

Prawidłowości te rysowały się również w przypadku niższych pracowników umysłowych, właścicieli i rolników. Podział na osoby wierzące i niewierzące był najsilniejszym czynnikiem wewnętrznego zróżnicowania pracowników umysłowych w odniesieniu do głosowania na większość analizowanych tu partii z wyjątkiem partii chadeckich i nacjonalistycznych. W 2010 roku stosunkowo największe szanse głosowania na partie chadeckie mieli pracownicy umysłowi wyznania protestanckie- go (1,98), a na nacjonalistyczne – pracownicy umysłowi, będący katolikami (2,31).

Katolicyzm zwiększał również poparcie dla partii nacjonalistycznych wśród wła-