Postavil sis balón v opuštěným nebi, navrch krásný barvy, ale uvnitř, vždyť víš…

spolu oba pojmy úzce souvisí, je třeba je od sebe odlišovat – responzibilita označuje pociťovaný rozsah moci vládních stran, její připsání předchází připsání volební odpovědnosti.

Teorie předpokládá, že voličovo hodnocení ekonomiky se projeví jak ve volebních výsledcích (v tom případě jde o V-funkce), tak ve změně popularity stran či kandidátů, již je možné zjistit i mimo období voleb (P-funkce) (např. Nannestad, Paldam 1993). Historie výzkumu ekonomického hlasování je obvykle dělena do dvou období. V prvním období, které začíná už v polovině 20. let 20. století (Hibbs 2006: 566), avšak jeho rozkvět je pozorován v 50. a 60. letech, byl výzkum spojen s výzkumem sociotropického hlasování a analýzou agregovaných dat. Závisle proměnnou byly výsledky voleb na národní úrovni nebo popularita stran či kandidátů, vysvětlujícími ekonomickými proměnnými pak byly makroekonomické ukazatele národní ekonomiky (Evans 2004: 127, Lewis-Beck, Stegmaier 2000: 186). Mezinárodní srovnávací studie i výzkumy konkrétních zemí přinesly variabilitu výsledků – potvrzení hypotéz o vlivu nezaměstnanosti, inflace či růstu HDP na podporu vládních stran i jejich odmítnutí pro některé země či období (viz Duch, Stevenson 2008: 21–25, Lewis-Beck, Stegmaier 2000: 209). Druhý přístup startující společně s šířením výzkumů veřejného mínění v 70. a 80. letech přichází s argumentací, že voliči se rozhodují nikoli na základě makroekonomických ukazatelů, ale na základě svých ekonomických percepcí – tedy vlastního vnímání a hodnocení národní ekonomiky (Lewis-Beck, Stegmaier 2000: 186–188). Zaměřil se proto na výzkum individuálních dat. Využívány jsou reprezentativní výzkumy veřejného mínění konané především v době národních voleb a užívající dotazy na hodnocení ekonomiky respondenty. Výzkum ekonomického hlasování na základě dat individuální úrovně je v současnosti rozhodně nejprogresivnější cestou zkoumání. Výzkumníci vesměs souhlasí s tezí, že vysvětlení variance ekonomického hlasování je možné spíše na základě dat individuální úrovně zaměřených na ekonomické percepce než na základě makroekonomických dat a agregovaných volebních výsledků (Duch, Stevenson 2008: 26).

Volební odpovědnost vlád je teoretiky demokracie (např. J. Schumpeter, R. Dahl či W. Riker) často považována za nezbytný znak demokratické vlády (Anderson 2007: 276). Ve spojení s chápáním ekonomiky jako nejdůležitější oblasti policy spojené s odpovědností vlád je empirickým očekáváním teorie ekonomického hlasování univerzální výskyt ekonomického hlasování v demokratických zemích. Empirický výzkum ekonomického hlasování však dlouhodobě naráží na tzv. „problém nestability“ (Paldam 1991: 11), resp. „kontingenční dilema“ (Anderson 2007) – fakt, že efekty ekonomického hlasování jsou nekonzistentní nejen v mezinárodních srovnáních, ale i v jednotlivých zemích v různých obdobích.[6] Jedním ze zdrojů dilematu je zřejmě variabilita používaných metod měření, sběru dat či definice závisle proměnné (Anderson 2007: 274–276). Výzkumníci se však snaží odhalit jakékoli dosud neuvažované vlivy, které by mohly bránit konzistentním efektům ekonomického hlasování – najít „trik“, který by „zdánlivou“ nestabilitu ekonomického hlasování odstranil (Lewis-Beck, Paldam 2000: 114). Postupně odhalované překážky stability můžeme rozdělit do dvou skupin. Může jít jednak o kognitivní překážky, jednotlivci mohou mít v různých zemích i napříč elektoráty různý přístup k informacím i různé kognitivní schopnosti. Takové překážky mohou bránit tomu, aby na zhoršení či zlepšení ekonomického stavu země reagovali podle teoretických očekávání. Druhou skupinou překážek jsou překážky institucionální – voliči v různých zemích jsou ovlivňováni strukturou institucí, jejich možnostmi a omezeními, které mohou systematicky ovlivňovat míru ekonomického hlasování (Anderson 2007: 278-286). K institucionálním překážkám můžeme přiřadit i aktuální upozornění na vliv různé responzibility jednotlivých vládních stran, a nejnověji také mezinárodních ekonomických událostí, které budou v textu zkoumány.

3. Model odměny a trestu

Ve zkoumání retrospektivního sociotropického ekonomického hlasování se nejvíce prosadil tzv. model odměny a trestu (reward-punishment model), který jednoduše popisuje mechanismus voličova volebního rozhodování. Jestliže se volič rozhoduje, které straně odevzdat svůj hlas, vstupuje ekonomika do jeho uvažování v podobě jednoduché formule: potrestej slabý výkon, odměň dobré výsledky (Duch, Stevenson 2008: 10). Zvlášť ve výzkumu volebního chování amerických voličů byl model velmi úspěšný. Dobře vysvětloval chování průměrného voliče a navíc bylo možné podpořit jej vysokou racionalitou. Jak ukázal John Ferejohn (1986), voliči při rozhodování o volbě čelí problému „morálního hazardu“ politiků. Politici jsou ve výkonu své funkce pobízeni ke snaze dosáhnout vlastních cílů bez ohledu na preference voličů. Pokud voliči nepotrestají nedostatečné ekonomické výsledky vlády, riskují, že tím budou vládním stranám a politikům signalizovat, že špatně fungující ekonomiku a sobecké kandidáty tolerují. Voliči tak skrze možnost potrestání vlády volbou opoziční strany disciplinují vládní politiky a zajišťují si co nejlepší zisk (Ferejohn 1986: 8–9, 21–22, Duch, Stevenson 2008: 11). Alternativním racionálním vysvětlením ekonomického hlasování je přístup „principal-agent“ smlouvy uzavřené mezi voličem a jeho „agentem“, politikem, v rámci které je politik odměňován podle svého výkonu ve prospěch voliče. Voliči budou podporovat tu vládu, která naplní jimi definovanou minimální hranici blahobytu, v opačném případě – za nedodržení smlouvy – svého agenta potrestají (Urquizu-Sancho 2011: 190). Voliči v modelu odměny a trestu jsou průměrně kognitivně schopní a model nevyžaduje jejich velké strategické schopnosti. Model pouze předpokládá, že podle nich nedostatečný ekonomický výkon potrestají volbou opozice. Politici touží po znovuzvolení, a proto jsou především v předvolebním období pobízeni k zastírání informací o ekonomickém výkonu země. Voliči proto mohou čelit nedostatečné nebo manipulované informovanosti, na niž mohou reagovat snížením míry ekonomické odpovědnosti vládní strany.

4. Ekonomické hlasování v situacích s koaličním vládnutím

Základním předpokladem modelu odměny a trestu je očekávání o schopnosti voliče identifikovat ekonomicky responzibilního aktéra. Tuto schopnost se však političtí představitelé mohou snažit omezovat. Ve vícestranických systémech s obvyklým výskytem koaličních vlád mají vládní strany širší možnosti k zastření své ekonomické responzibility než v zemích s dvoustranickými systémy. Američtí autoři Bingham G. Powell a Guy D. Whitten ukázali, že volební zisky a ztráty kabinetů se liší podle jejich typu [7] (Powell, Whitten 1993: 402). Zjištění o vyšší volební odpovědnosti jednobarevných vlád ve srovnání s menšinovými a koaličními vládami autory vedla k zavedení nových institucionálních proměnných do mezinárodního srovnávání: charakteristik politického a stranického systému, které mohou voličům zastírat informaci o tom, kdo ekonomiku skutečně ovlivňoval. Powell a Whitten zdůrazňovali pět faktorů (koheze vládních stran v exekutivních rozhodnutích, inkluzivní systém výborů v legislativě, existence druhé komory a existence menšinových nebo koaličních vlád) a doplňovali je následující argumentací: pokud volič ve svém uvažování o volbě dojde k závěru, že ekonomickou responzibilitu mohli mít i jiní aktéři než vláda (např. opozice nebo druhá parlamentní komora), nemusí už volební odpovědnost za pociťovaný stav ekonomiky připisovat jen vládním stranám. Výsledkem jeho uvažování pak může být znejištění v tom, zda má za ekonomický výkon země potrestat nebo odměnit vládu (Powell, Whitten 1993: 397–401). Menšinové vlády musí kvůli prosazení svých rozhodnutí často hledat podporu u opozičních stran, aby jejich návrhy vůbec byly podpořeny, musí se přizpůsobovat požadavkům opozice. Opozice se stává vedle vlády dalším aktérem, který má ekonomickou responzibilitu.

Obdobně u koaličních vlád volič nemusí být schopen rozpoznat, která strana měla v procesu utváření hospodářských politik rozhodující slovo. Pokud volič navíc nejvlivnější stranu identifikuje, může jeho potrestání této strany mít podobu hlasování pro jinou, méně vlivnou vládní stranu. Míra ekonomického hlasování proto může být z mnoha důvodů menší než v zemi s jednobarevnou vládou (Powell, Whitten 1993: 400–402). Očekávání nižší míry ekonomického hlasování v zemích s nízkou jasností responzibility [8] potvrdily nejen výzkumy Powella a Whittena, ale i jejich následovníků. Šlo přitom jak o mezinárodní analýzy pracující s makroekonomickými ukazateli a agregovanými volebními výsledky (Palmer, Whitten 1999), tak o analýzy individuálních dat získaných z výzkumů veřejného mínění (Anderson 2000: 161–163, Fisher, Hobolt 2010: 362–363). Postupně došlo k rozšíření pozornosti na další systémové charakteristiky, které pomohly identifikovat další faktory ovlivňující odpovědnost vlád (fragmentace stranického systému, délka vládnutí, počet koaličních stran, ideologické zakotvení vládních stran apod.; viz např. van der Brug et al. 2007, Palmer, Whitten 1999).

Index jasnosti responzibility je spojen s pravidelnými charakteristikami politických systémů, Christopher J. Anderson (2000) však upozornil, že responzibilita se v jednotlivých zemích mění i mezi jednotlivými volebními obdobími. Volby přinášejí do legislativních orgánů nové aktéry, mění složení vládních koalic, případně – pokud složení koalic zůstane zachováno – mění se poměry získaných mandátů. Responzibilita se stává vlastností jednotlivých stran a může pro tyto strany dosahovat různých hodnot (Anderson 2000: 154). Otázka míry responzibility konkrétní strany v koalici je v modelu řešena dvěma způsoby: buď je měřítkem čistě velikost koaliční strany – ať už podílem jejích legislativních nebo exekutivních postů (Anderson 2000, van der Brug et al. 2007) –, nebo je nejdůležitější strana identifikována na základě jejího zisku důležitých exekutivních postů, zejména premiéra a ministra financí (Fisher, Hobolt 2010, Urquizu-Sancho 2011). S oběma identifikacemi se však pojí stejná a často potvrzovaná hypotéza: responzibilnější strana bude za zhoršeného voličova hodnocení stavu národní ekonomiky ztrácet více (Anderson 2000, Fisher, Hobolt 2010, Duch, Stevenson 2008: 267–286).

5. Mezinárodně provázané ekonomiky a ekonomické hlasování

Koncept jasnosti responzibility přinesl pokrok nejen do snahy výzkumníků řešit dilema nestability ekonomického hlasování, ale také k pochopení volebního chování v konkrétních zemích a volbách. Dilema přesto podle některých autorů nebylo dosud uspokojivě vyřešeno (např. Hellwig 2001: 1141, Anderson 2007). Při hledání „triku“ k dosažení stabilních výsledků se i proto v posledním desetiletí výzkumu setkáváme s novou proměnnou, otevřeností a provázaností národních ekonomik. Zatímco vlády v uzavřených ekonomikách musí očekávat, že jim bude připsána odpovědnost za ekonomické zisky i krize, v otevřených a mezinárodně provázaných ekonomikách může být pociťovaný špatný stav ekonomiky spojován s vlivem faktorů mimo kontrolu domácích vlád. Podobně jako u koaličních vlád, také otevřenost národní ekonomiky pobízí politiky „svádět vinu“ na někoho jiného. Upozorňováním na ekonomickou responzibilitu jiných aktérů mohou politici ještě více rozptylovat nedostatečné informace, které voliči mají. Tím zvláště u méně politicky sofistikovaných voličů sníží možnost, že budou za pociťovaný špatný ekonomický výkon země potrestáni.

Očekávání o politicích v modelu předpokládá, že politici nebudou artikulovat výhody spojené s globalizací – naopak, budou se snažit uniknout odpovědnosti za vliv ekonomiky na znepokojené voliče (Hellwig, Samuels 2007: 298). Pokud volič (i vlivem strategií politiků) pocítí vysoký vliv globální ekonomiky na efektivitu domácích politiků v ekonomice, sníží se palčivost hodnocení ekonomiky na jeho volební rozhodování (Hellwig 2008: 1130). Pak je pravděpodobné, že jeho rozhodování bude probíhat sice retrospektivně, ne však podle vnímání ekonomiky, ale podle témat, která jsou prokazatelně v rukou národní vlády (Hellwig 2011). Je také možné, že volič se v takové situaci ve volebním rozhodování přikloní k nepolitickým vlastnostem politika, třeba k jeho osobnímu charismatu (Hellwig 2008: 1130).[9] Analýzy výzkumů veřejného mínění v USA i v jiných západních demokraciích ukazují, že voliči si snížení manévrovacího prostoru svých národních vlád uvědomují (Hellwig 2011: 1, Costa Lobo, Lewis-Beck 2012) a že zvýšení otevřenosti ekonomik je spojeno se snížením míry ekonomického hlasování (Hellwig 2001, Hellwig, Samuels 2007, Fernández-Albertos 2006). Hellwig (2011: 18–19) dále ukázal, že voliči, kteří věřili, že ekonomiku více než vláda ovlivňují jiné síly, se rozhodovali podle vyloženě „domácích“ témat, jako je stav zdravotnictví, nikoli podle svého hodnocení národní ekonomiky.

Vliv nárůstu volebně neodpovědných decision-makerů na snížení míry ekonomického hlasování se zdá být ověřenou hypotézou. Výsledky zmíněných výzkumů však byly získány na souborech dat zahrnujících období relativní ekonomické stability. Rok 2008 do výzkumu přinesl nový impuls v podobě globální ekonomické recese. Podle Hellwiga postihla současná ekonomická krize hlavně země zaměřené na export a národní vlády mohly zabránit recesi jen málo (Hellwig 2011: 5). Uvědomují si to však voliči? Důležitým tématem v evropském kontextu je vliv percepcí provázanosti ekonomiky země s politikou Evropské unie. Ukazuje se, že voliči v některých zemích EU zahrnují do svého rozhodování hodnocení jejího vlivu na domácí ekonomiku, zvláště za ekonomické krize. Na spojeném souboru individuálních dat Costa Lobo a Lewis-Beck zjistili, že pokud voliči v jižní Evropě v roce 2009 považovali EU za ekonomicky responzibilnější než domácí vládu, vliv jejich ekonomických percepcí na volbu za takových podmínek významně poklesl.[10]

6. Ekonomické hlasování ve střední Evropě: data, koncepty a metody

Empirický výzkum prezentovaný v tomto textu patří k novější a progresivnější větvi výzkumu ekonomického hlasování – analýze dat individuální úrovně. Protože ambicí textu je srovnání charakteristik ekonomického hlasování ve čtyřech středoevropských zemích, byl výběr individuálních dat podroben snaze o co nejvyšší srovnatelnost výsledků. K analýze byla vybrána individuální data Evropské volební studie (EES) pro země střední Evropy, sebraná v letech 2004 a 2009. Z tohoto důvodu bude ekonomické hlasování v každé zemi zkoumáno pouze ve dvou obdobích. Ekonomické hlasování je v práci uchopeno jako P-funkce: protože data byla sebrána v době druhořadých voleb, bude zkoumána nikoli skutečná volba, ale pouze popularita stran v konkrétním období (červen 2004 a 2009). Ta je definována dvojím způsobem a podle definice také zkoumána dvěma metodami.

Prvním konceptem ekonomického hlasování je vliv ekonomických percepcí na úmysl volit vládní stranu. Tento úmysl je definován jako odpověď respondentů na otázku, kterou ze stran by volili, pokud by se volby do národního parlamentu konaly tento víkend (2004)/zítra (2009).[11] Úmysl volit vládní stranu byl využit jako závisle proměnná v modelech binární logistické regrese.

Druhou zkoumanou závisle proměnnou je užitek z volby vládních stran, který je měřen otázkou, s jakou pravděpodobností by volič někdy v budoucnosti volil jednotlivé vládní strany.[12] Zkoumáním vlivů ekonomiky na takto definovanou závisle proměnnou se podle van der Bruga et al. (2007) vyhneme problémům spojeným s přítomností strategického uvažování voličů [13], a je možné ověřovat jí vztah respondentů ke každé z vládních stran (nikoli pouze k vládě nebo opozici). Zodpovězením otázky o volbě stran v nespecifikované budoucnosti respondenti podle autorů označují svůj skutečný současný vztah ke stranám a jejich pořadí (van der Brug et al. 2007: 39). Kalkulaci užitku z volby však nelze chápat jako naplnění definice ekonomického hlasování – nárůst či pokles kalkulovaného užitku z volby nevypovídá nic o výsledném (byť hypotetickém) volebním rozhodnutí. Proměnná byla vzhledem ke svým vlastnostem analyzována prostřednictvím modelů lineární regrese.

Modely logistické i lineární regrese využívají stejnou vysvětlující nezávisle proměnnou (ekonomika) a stejné kontrolní proměnné. Ekonomické percepce jsou měřeny pomocí otázky na jednotlivcovo hodnocení stavu ekonomiky země ve srovnání se stavem národní ekonomiky před rokem (např. van der Brug et al. 2007. 8–9, Lewis-Beck, Stegmaier 2000: 186).[14] Výběr kontrolních proměnných byl proveden arbitrárně a byl veden doporučeními některých autorů o jejich vhodnosti. Pro srovnání míry ekonomického hlasování ve více zemích navrhuje Listhaug (2008) zahrnout jen ty proměnné, o nichž je zřejmé, že jejich míru nemohl ovlivnit místní kontext. Listhaugem navrhované proměnné i jejich operacionalizace (věk [15], gender [16], návštěvnost bohoslužeb [17], ideologie [18], subjektivní třída [19]) byly výsledně k analýze použity. Představené proměnné jsou zároveň obsaženy ve většině výzkumů ekonomického hlasování na individuálních datech (např. Costa-Lobo, Lewis-Beck 2012, van der Brug et al. 2007, Bartkowska, Tiemann 2011, Lewis-Beck, Nadeau 2012, Anderson 2000).[20]

7. Hypotézy a způsob jejich ověření

V zemích střední Evropy pravidelně dochází k vytváření koaličních a menšinových vlád, po roce 2004 došlo k vyššímu provázání národních ekonomik s ekonomikami EU. Jasnost responzibility je tak některými institucionálními prvky snižována, což může vést i ke zpochybnění očekávání o výskytu ekonomického hlasování v těchto zemích. Následujeme-li však předpoklad teorie o ekonomickém hlasování ve všech demokratických zemích, nelze je v zemích střední Evropy bez prozkoumání a priori odmítnout. Je však možné očekávat, že míra ekonomického hlasování bude nízká a v jednotlivých zemích různá. První dvě hypotézy se vztahují k pouhé existenci ekonomického hlasování v regionu a budou testovány na modelech binární logistické regrese:

H0: Neexistuje vztah mezi proměnnými ekonomika a úmysl volit v zemích střední Evropy.

Pro zjištění existence ekonomického hlasování v regionu předpokládám nejprve zamítnutí nulové hypotézy. Hypotéza bude testována pro jednotlivé země odděleně, k odmítnutí nulové hypotézy poslouží interpretace z-testu pro odhadnutý efekt proměnné ekonomika na závisle proměnnou úmysl volit. K zamítnutí nulové hypotézy pro jednotlivé země a jednotlivá období dojde, pokud bude pravděpodobnost, že koeficient pro vliv ekonomiky na závisle proměnnou je roven 0 nižší než 5 %. Zamítnutí nulové hypotézy pro všechny země a všechna období umožní přijmout alternativní hypotézu o existenci vztahu mezi proměnnými.

Teoreticky očekávaný směr vztahu mezi proměnnými předpokládám hypotézou:

H1: Se zhoršením ekonomických percepcí se snižuje šance na volbu vládních stran.

Hypotéza předpokládá, že koeficient pro vliv hodnocení ekonomiky na úmysl volit vládní stranu bude menší než 1 v modelech pro všechny země a obě sledovaná období.

Z pasáží o různé responzibilitě stran vyvozují výzkumníci hypotézu o vyšším dopadu ekonomických percepcí na větší či důležitější vládní strany. Vzhledem k tomu, že ve sledovaném období (2004 a 2009) nelze důležitost stran odlišit od velikosti (legislativně i exekutivně největší strany obsadily premiérský post), předpokládám, že:

H2: Efekty ekonomických percepcí na kalkulaci užitku z volby stran budou vyšší pro nejdůležitější vládní (největší, premiérskou) stranu než pro koaliční partnery.

Hypotéza bude testována pomocí modelů lineární regrese pro užitek z volby stran. Ověření předpokládá, že koeficienty pro vliv hodnocení ekonomiky na kalkulaci užitku z volby nejdůležitější vládní strany budou v modelech lineární regrese signifikantní a vyšší než u menších vládních stran. U menších koaličních aktérů je možné, že koeficienty pro vliv ekonomiky budou nesignifikantní. Ostatní případy budou interpretovány jako nepotvrzení hypotézy.

V roce 2009 byly středoevropské státy v různé míře postiženy ekonomickou krizí. V případě zhoršení ekonomických percepcí v uzavřených ekonomikách bychom očekávali zvýšení postihu vládních stran ekonomickým hlasováním. Protože ale všechny země byly ekonomicky otevřenější než v roce 2004 (kvůli vstupu do EU), nelze jednoduše očekávat zvýšení vlivu ekonomických percepcí na volbu vládních stran. Vzhledem ke zjištění o snížení míry ekonomického hlasování zemích jižní Evropy předpokládám, že odpovědnost za ekonomiku byla v roce 2009 do jisté míry přenesena na orgány EU i ve zkoumaných středoevropských zemích. Tedy:

H3: Pociťovaný vyšší vliv EU na ekonomiku země v roce 2009 snižuje míru ekonomického hlasování.

Hypotéza bude přijata, jestliže nově zavedená proměnná v modelu logistické regrese pro rok 2009, vliv EU[21], bude mít signifikantní pozitivní vliv na úmysl volit a její interakce s proměnnou ekonomika bude signifikantní a záporná (bude snižovat koeficient pro vliv ekonomických percepcí, viz Costa Lobo, Lewis-Beck 2012: 527), v opačném případě bude zamítnuta.[22]

Výsledky odhadů modelů logistické regrese budou prezentovány pomocí tzv. exponenciovaných koeficientů (e^b) – ty interpretujeme jako poměry šancí, koeficienty nabývají hodnot 0 až ∞. Pokud exponenciovaný koeficient nabývá hodnoty 1, pak se s posunem nezávisle proměnné o jeden stupeň nemění šance na změnu závisle proměnné. Hodnoty vyšší než 1 ukazují vyšší šanci na změnu závisle proměnné, nižší hodnoty snižují šanci na proměnu závisle proměnné (Katrňák 2006: 182). Modely lineární regrese budou prezentovány pomocí koeficientu B, který ukazuje, k jakému posunu na hodnotách závisle proměnné dojde, jestliže se hodnota nezávisle proměnné změní o jednotku, zatímco ostatní nezávisle proměnné zůstanou konstantní (Field 2000: 116).[23]

8. Vlády ve střední Evropě a ekonomika v letech 2004 a 2009

Vzhledem k dostupným datům bude vliv ekonomických percepcí na volební rozhodování zkoumán pouze pro osm vlád. Podobu těchto vlád, makroekonomické výsledky zemí v daném období (reálný růst HDP) i výsledky v podobě ekonomických percepcí respondentů EES shrnuje tabulka č. 1.[24]

Tabulka č. 1: Vlády v zemích střední Evropy 2004 a 2009, vybrané charakteristiky.

	ČR 2004	ČR 2009	Maďarsko 2004	Maďarsko 2009	Polsko 2004	Polsko 2009	Slovensko 2004	Slovensko 2009
premiér (responzibilita)	Špidla (ČSSD)	Topolánek (ODS)	Medgyessy (MSZP)	Gyurcsány (MSZP)	Miller (SLD)	Tusk (PO)	Dzurinda (SDKÚ)	Fico (Směr-SD)
stranické složení vlády	ČSSD, KDU-ČSL, US-DEU	ODS, KDU-ČSL, SZ	MSZP, SZDSZ	MSZP	SLD, UP	PO, PSL	SDKÚ, SMK, KDH, ANO	Směr-SD, SNS, HZDS
délka vlády na začátku sběru dat	730	840	748	351 [25]	462 [26]	567	970	1068
reálný růst HDP [27]	4,8%	-4,7%	4,8%	-6,8%	5,3%	1,6%	5,1%	-4,7%
percepce nezlepšené ekonomiky	86,7%	91%	89%	94,5%	80,6%	91,3%	86,8%	94%

Zdroj: autorka na základě Balík, Havlík Vl. 2011, dat OECD a EES.

V roce 2004 vykazovaly všechny země mírný ekonomický růst, ten byl setrvalý pro Českou republiku, Polsko a Slovensko až do roku 2008, maďarský vývoj vykazoval mírné výkyvy, relativně stabilní růst HDP kolem 4 % se zde zastavil již v roce 2007 (Spěváček, Vintrová 2008: 21–22). V roce 2009 ekonomiky zemí střední Evropy čelily různě intenzivnímu nástupu ekonomické krize. Vzhledem k charakteru maďarské ekonomiky zaměřené na export a lehký průmysl, nadměrnému státnímu dluhu a extrémní zadluženosti domácností v cizích měnách dopadla ekonomická krize na Maďarsko nejdříve a nejvíce ze zkoumaných zemí (Egedy 2012). Zbylé tři země patřily k těm, které ekonomická krize dosud postihla relativně málo (Karpová 2010: 102), nejlépe si v roce 2009 vedlo Polsko, jehož růst HDP dosahoval kladných čísel (přestože oproti roku 2008, kdy růst HDP dosahoval 5,1 %, šlo o zhoršení). Podle Alekse Szczerbiaka ve volbách do EP v roce 2009 na Poláky ekonomická krize ještě nedoléhala (Szczerbiak 2009: 9).

Ekonomické percepce respondentů EES byly poměrně pesimistické, i v době růstu HDP v roce 2004 vždy více než 80 % respondentů pociťovalo ekonomickou situaci své země jako nezlepšenou, nejhůře přitom ekonomiku hodnotili maďarští respondenti. Vliv ekonomické krize pak sledujeme v dalším zhoršení ekonomických percepcí, které se do jisté míry shoduje s mírou postižení země krizí, největší pesimismus v retrospektivním hodnocení ekonomiky vykazovali respondenti maďarského výzkumu.

Sběr dat EES v letech 2004 i 2009 proběhl na začátku června krátce po uskutečnění voleb do EP. V pěti případech zastihl začátek sběru dat koaliční vlády, které byly u moci déle než rok (Špidlova, Tuskova, Dzurindova a Ficova vláda) či téměř rok (Medgyessyho vláda). Můžeme proto předpokládat, že responzibilitu v otázce zlepšení/zhoršení národní ekonomiky ve srovnání se stavem před rokem v těchto případech připisovali voliči zmíněným vládám. V květnu 2004 odstoupil polský premiér Leszek Miller z čela vlády, v době sběru dat EES na polské politické scéně probíhalo vyjednávání o podpoře poloúřednického kabinetu Marka Belky (Michałak, Winclawska 2006: 253–255). V březnu 2009 byla vyslovena nedůvěra koaliční Topolánkově vládě, v červnu vládla České republice již více než měsíc úřednická Fischerova vláda (Havlík Vl. 2011: 82). Maďarská koalice MSZP a SZDSZ vedená Ferencem Gyurcsánym prošla od svého vzniku v roce 2006 krizí spojenou s narůstajícími ekonomickými problémy země. V roce 2008 opustila koalici SZDSZ, kvůli eskalující kritice dopadající na premiéra odstoupil Gyurcsány z funkce na konci března 2009. V dubnu 2009 byla schválena úřednická vláda Gordona Bajnaie (Havlík Vr. 2011: 114). Jak přistupovat k těmto případům? Pokud chceme zkoumat dopad ekonomických percepcí (za poslední rok) na hodnocení vládních stran, měli bychom věnovat pozornost zejména těm vládních stranám, které v uplynulém roce vládly. Vládám, které byly u moci pouze v několika posledních měsících, proto odpovědnost za ekonomickou situaci v posledním roce nemusí být připisována tak, jako stranám, které v posledním roce vládly delší dobu. Proto v těchto problematických případech ad hoc zahrnuji do vzorku vlády, které byly v posledním roce u moci déle (šlo o Millerovu, Topolánkovu a Gyurcsányho vládu), namísto úřednických kabinetů, které byly u moci v době sběru dat, avšak vždy méně než dva měsíce.[28]

9. Výskyt ekonomického hlasování

Hladiny významnosti vztahu mezi proměnnou ekonomika a úmysl volit ukazují, že hypotézu o neexistenci vztahu lze zamítnout pouze ve třech případech: Maďarska v roce 2004 a 2009, a Slovenska v roce 2004.[29] Ve zbylých případech není vliv ekonomických percepcí na úmysl volit signifikantní. Tyto tři případy také naplňují H1 o směru vztahu: zhoršení ekonomických percepcí snižovalo šanci na volbu vládních stran v Maďarsku 0,117krát – tedy o 88,3 %, v roce 2009 0,139krát, tedy o 86 %; na Slovensku v roce 2004 snížilo zhoršení ekonomických percepcí šanci na volbu vládních stran 0,299krát – o 70,1 %. Maďarsko, jehož voliči byli v obou případech nejpesimističtější v hodnocení ekonomiky, je tak jedinou zemí ve vzorku, kde ekonomické hlasování v obou obdobích fungovalo zcela podle předpokladů teorie ekonomického hlasování.

Co modely prozradily o volebním chování ve střední Evropě? Ve všech zemích (kromě Polska v roce 2009) bylo signifikantním faktorem popularity vládních stran ideologické zakotvení jedinců. Respondenti identifikující se s levicovou ideologií měli vyšší šance na intenci k volbě stran středo-levicových vlád (Špidlovy, Medgyessyho, Millerovy, Bajnaiovy a Ficovy), jedinci identifikující se s pravicí naopak k volbě středo-pravicových (Topolánkovy, Dzurindovy). Důležitým zjištěním také je, že vliv pravolevého ideologického umístění respondentů na volbu byl v zemích, kde bylo ekonomické hlasování identifikováno, vyšší než vliv ekonomických percepcí.

V zemích střední Evropy bylo možné očekávání o výskytu ekonomického hlasování zpochybňovat vzhledem k institucionálním charakteristikám spojeným se znejasněním responzibility vládních stran. Výskyt ekonomického hlasování pouze v Maďarsku mohl být způsoben vyšší jasností responzibility maďarských stran. Stranický systém v Maďarsku se dlouhodobě vyznačuje existencí dvou zřejmých pólů, s nimiž voliči možná jasněji spojují ekonomickou responzibilitu. V roce 2009 bylo ekonomické hlasování navíc kalkulováno pouze pro jednu stranu – MSZP, nikoli pro koalici, responzibilita v tomto roce tak mohla být jasnější než u vlád v ostatních zemích.[30] Důležitým faktorem byla zřejmě také vyhrocená negativní ekonomická situace v Maďarsku v roce 2009, která vedla k odchodu SZDSZ z koaliční vlády v roce 2008 a posléze i k pádu Gyurcsányho vlády těsně před volbami do EP.

Tabulka č. 2: Binární logistická regrese pro úmysl volit v zemích střední Evropy v letech 2004 a 2009.[31]

		2004				2009
		ČR	Maďarsko	Polsko	Slovensko	ČR	Maďarsko	Polsko	Slovensko
		e^b	e^b	e^b	e^b	e^b	e^b	e^b	e^b
ekonomika	zlepšila se	ref	Ref	ref	ref	ref	ref	ref	ref
ekonomika	nezlepšila se	0,638	0,117***	0,575	0,299***	0,642	0,139***	0,533	0,556
subjektivní třída	nižší	ref	Ref	ref	ref	ref	ref	ref	ref
subjektivní třída	střední a vyšší	0,695	1,166	1,021	1,039	1,553	1,385	1,028	0,834
ideologie	levice	ref	Ref	ref	ref	ref	ref	ref	ref
ideologie	pravice	0,462***	0,048***	0,180***	7,763***	17,012***	0,018***	1,173	0,097***
bohoslužby	nikdy	ref	Ref	ref	ref	ref	ref	ref	ref
	jednou za rok nebo méně	1,310	0,811	1,792	0,853	1,018	0,532	0,579	1,272
	několikrát ročně	1,735	0,762	2,247	1,380	2,180*	0,905	1,172	1,170
	jednou týdně	6,910***	0,188***	0,843	1,808*	2,694*	0,361	0,963	0,978
	několikrát týdně	23,991***	0,510	0,585	3,852***	8,927*	0,287	0,184**	0,415*
gender	žena	ref	Ref	ref	ref	ref	ref	ref	ref
gender	muž	0,872	0,852	1,118	0,586**	1,023	0,739	1,010	1,016
věk	18–34	ref	Ref	ref	ref	ref	ref	ref	ref
	35–49	1,349	1,318	0,316	1,167	0,363**	0,690	0,628	1,794
	50–64	1,499	3,066***	1,444	1,136	0,161***	1,761	0,374***	1,459
	65 a víc	1,771	2,232**	1,941	0,751	0,319***	3,146*	0,41**	1,786
cons.		0,457	13,395***	0,203*	0,516	0,612	3,459	4,623**	4,821**
N		583	760	466	647	579	575	476	575
McFaddenovo pseudo-R²		0,119	0,374	0,16	0,241	0,335	0,468	0,086	0,228
% správně zařazených N		77	81,8	91,2	76,8	79,5	89,4	64,3	77
% správně zařazených N		77	81,8	91,2	76,8	79,5	89,4	64,3	77

Zdroj: autorka na základě dat EES.

10. Koaliční vládnutí – vliv ekonomických percepcí na užitek z volby vládních stran

Hypotéza č. 2 předpokládá, že koeficienty pro vliv ekonomiky na kalkulaci užitku z volby menších stran budou nižší než pro nejdůležitější stranu, mohou ale také být statisticky nevýznamné. Modely lineární regrese pro vliv ekonomických percepcí na kalkulaci užitku z volby vládních stran prezentuji v tabulkách č. 3 a 4. Hypotéze konvenují případy ekonomicky nejvíce responzibilních stran (ČSSD, MSZP, SLD a SDKÚ v roce 2004, MSZP, PO a Směr-SD v roce 2009), nepotvrzení hypotézy sledujeme v České republice v roce 2009, kdy je možné určit statisticky významný vliv ekonomického hodnocení na kalkulaci užitku z volby pouze pro SZ. Hypotéza tedy tímto případem není potvrzena pro areál. Zbylé případy ale ukazují, že ekonomické percepce voliči využívali k hodnocení užitku z volby jednotlivých stran a že vliv těchto percepcí na kalkulaci užitku reflektoval pozici stran ve vládě.

Co modely ukazují v případech potvrzujících hypotézu? Největší efekty ekonomických percepcí skutečně vykazuje uvažování o nejdůležitějších vládních stranách, pro menší koaliční partnery však jednotný vzorec není možné nalézt.[32] Neplatí např. představa, že koeficienty pro středně velké strany budou vyšší než pro menší (koalic, kde byly více než dvě strany, však je ve vzorku málo na to, aby bylo možné vyvozovat obecné závěry o chování voličů ke středně velkým stranám). Podle kritéria jasnosti responzibility nelze ani přiřadit výskyt nesignifikance ekonomického hlasování. Zvolený vzorek nepřinesl variabilitu ve velikosti a důležitosti definované držením premiérského postu. Není tedy možné zahrnout uvažování o ekonomických efektech pro pouze největší nebo pouze premiérské strany.[33] Vliv ekonomických percepcí na kalkulaci užitku z volby jednotlivých vládních stran tedy funguje více podle očekávání – na rozdíl od vlivu na volbu vlády nebo opozice.

I v lineárních regresních modelech je významnou vysvětlující proměnnou ideologie, která hraje roli v posuzování užitku z volby stran ve všech případech kromě KDU-ČSL a PSL v roce 2009. Vliv ideologické sebedeklarace jedinců na kalkulaci užitku z volby stran kopíruje pozici stran v pravolevém spektru. Pro voliče identifikované s pravicí narůstá oproti voličům identifikovaným s levicí užitek z volby středo-pravicových vládních stran (KDU-ČSL, US-DEU, všechny strany Dzurindovy vlády v roce 2004, ODS a PO v roce 2009), a klesá u levicových stran (ČSSD, SLD, MSZP, SZDSZ, všechny strany Ficovy vlády). Roli hrály i některé další charakteristiky, které spojujeme s existencí konfliktních linií (např. návštěvnost bohoslužeb zvyšovala užitek z volby křesťansky definovaných stran, snižovala jej u levicových či liberálních stran; vyšší subjektivní třída zvyšovala užitek z volby stran zaměřených na tuto skupinu voličů – ODS, avšak poněkud paradoxně i SLD, snižovala jej u SNS), u některých stran byly významné i sociodemografické faktory věk či gender.

Tabulka č. 3: Lineární regrese pro užitek z volby vládních stran v roce 2004.

	Česká republika						Maďarsko
	ČSSD		KDU-ČSL		US-DEU		MSZP		SZDSZ
	B	S.E.	B	S.E.	B	S.E.	B	S.E.	B	S.E.
ekonomika	-0,735*	0,290	-0,081	0,296	-0,472	0,273	-2,217***	0,321	-1,795***	0,273
sub. třída	-0,215	0,203	-0,106	0,207	0,185	0,193	0,039	0,222	0,108	0,189
ideologie	-1,859***	0,207	0,441*	0,213	0,620**	0,198	-3,442***	0,213	-1,587***	0,180
bohoslužby	0,005	0,095	0,842***	0,098	0,038	0,091	-0,348**	0,114	-0,186	0,097
gender	-0,097	0,156	-0,169	0,201	-0,205	0,186	-0,507*	0,210	-0,137	0,178
věk	-0,544	0,100	0,055	0,103	-0,269**	0,096	0,550***	0,097	0,097	0,082
cons.	8,799***	0,793	1,675*	0,809	3,326***	0,749	13,292***	0,791	9,576***	0,674
N	751		749		740		907		906
R²	0,111		0,107		0,042		0,325		0,153

	Polsko				Slovensko
	SLD		UP		SDKÚ		SMK		ANO		KDH
	B	S.E.	B	S.E.	B	S.E.	B	S.E.	B	S.E.	B	S.E.
ekonomika	-0,807***	0,209	-0,142	0,224	-1,268***	0,268	-0,968***	0,298	-1,044***	0,259	-0,433	0,260
sub. třída	0,531**	0,188	0,317	0,201	0,360	0,196	-0,261	0,217	0,078	0,189	0,011	0,190
ideologie	-1,541***	0,177	-0,868***	0,189	1,88***	0,207	0,478*	0,228	0,485*	0,200	1,322***	0,200
bohoslužby	-0,091	0,079	-0,08	0,084	0,206**	0,076	0,036	0,084	-0,122	0,729	0,821***	0,073
gender	0,039	0,183	-0,143	0,196	-0,262	0,191	-0,312	0,212	-0,223	0,184	-0,177	0,185
věk	0,069	0,084	-0,188*	0,089	-0,097	0,095	0,024	0,105	-0,379***	0,091	0,154	0,092
cons.	5,496***	0,642	4,713***	0,684	2,678***	0,761	4,221***	0,843	5,901***	0,736	0,115	0,737
N	643		633		808		819		817		813
R²	0,141		0,051		0,174		0,026		0,063		0,217

Zdroj: autorka na základě dat EES.

Tabulka č. 4: Lineární regrese pro užitek z volby vládních stran v roce 2009.

	Česká republika						Maďarsko
	ODS		KDU-ČSL		SZ		MSZP
	B	S.E.	B	S.E.	B	S.E.	B	S.E.
ekonomika	-0,606	0,379	-0,256	0,335	-0,799*	0,336	-2,784***	0,418
sub. třída	0,719**	0,230	-0,185	0,203	-0,063	0,203	0,240	0,198
ideologie	3,829***	0,223	0,041	0,198	0,651***	0,197	-3,346***	0,200
bohoslužby	-0,005	0,109	0,930***	0,096	0,025	0,095	-0,187*	0,088
gender	-0,073	0,224	-0,265	0,198	-0,182	0,197	-0,194	0,194
věk	-0,453***	0,107	-0,239*	0,095	-0,707***	0,095	0,243**	0,09
cons.	-0,079	0,935	2,741***	0,826	5,388***	0,828	12,570***	0,957
N	849		842		834		829
R²	0,301		0,103		0,083		0,355

	Polsko				Slovensko
	PO		PSL		Směr-SD		HZDS		SNS
	B	S.E.	B	S.E.	B	S.E.	B	S.E.	B	S.E.
ekonomika	-1,788***	0,483	-0,663	0,392	-1,556**	0,544	-0,291	0,412	-0,871	0,464
sub. třída	0,531	0,289	-0,086	0,236	-0,502	0,269	-0,313	0,202	-0,452*	0,227
ideologie	0,611*	0,293	-0,453	0,240	-2,975***	0,265	-0,796***	0,199	-0,914***	0,224
bohoslužby	-0,374*	0,157	0,488***	0,128	0,130	0,103	0,089	0,078	0,140	0,087
gender	-0,480	0,291	0,018	0,237	0,074	0,267	-0,215	0,201	0,232	0,225
věk	-0,203	0,133	0,031	0,110	0,211	0,128	0,042	0,097	-0,262*	0,109
cons.	8,962***	1,268	3,041**	1,030	12,536***	1,313	3,793***	0,990	6,619***	1,119
N	689		671		773		765		772
R²	0,045		0,028		0,162		0,028		0,039

Zdroj: autorka na základě dat EES.

11. Percepce vlivu Evropské unie v období krize?

Třetí hypotéza předpokládá, že percepce ekonomické responzibility EU významně ovlivňují míru ekonomického hlasování. Protože v roce 2004 země V4 do Unie teprve vstoupily, je hypotéza prověřována pouze na modelech pro rok 2009, kdy měly s působením EU první pětiletou zkušenost. Očekávání o signifikantním vlivu percepcí ekonomické responzibility EU vychází nejen z teoretické argumentace, ale i z empirického případu zemí jižní Evropy (Costa Lobo, Lewis-Beck 2012). Srovnáme-li pociťovanou responzibilitu vlád a EU, je možné říci, že respondenti EES chápali vládu jako odpovědnější (na škále 0–10 zvolilo hodnotu vyšší než 5 více než 75 % respondentů v každé zemi). Nejvyšší percepce responzibility vykazuje maďarská vláda, kterou jako ekonomicky responzibilní chápalo 85 % respondentů. EU chápalo jako ekonomicky responzibilní pouze kolem 50 % respondentů.[34] Zaměříme-li se však na poslední sloupce tabulky, vidíme, že jen malé procento respondentů přičítalo EU vyšší ekonomickou responzibilitu než domácí vládě, nejvíce patrné je to opět v případě Maďarska.

Tabulka č. 5: Pociťovaná responzibilita vlád a EU v zemích střední Evropy v roce 2009.

	responzibilita vlády		responzibilita EU		vliv EU vyšší než vlády
	ano (%, n)	ne (%, n)	ano (%, n)	ne (%, ne)	ano (%, n)	ne (%, ne)
ČR	79,6 % (782)	20,4 % (200)	53,8 % (511)	46,2 % (438)	16,6 % (157)	83,4 % (786)
Maďarsko	85,7 % (846)	14,3 % (141)	56,9 % (529)	43,1 % (401)	7,9 % (73)	92,1 % (853)
Polsko	76,6 % (751)	23,4 % (230)	48,1 % (446)	51,9 % (446)	14 % (129)	86 % (794)
Slovensko	76,8 % (755)	23,2 % (228)	54,2 % (514)	45,8 % (435)	16,5 % (156)	83,5 % (791)

Zdroj: autorka na základě dat EES.

Pro přijetí hypotézy předpokládám záporný signifikantní směr vztahu mezi percepcí vyššího vlivu EU a závisle proměnou „úmysl volit“, a kladný vztah mezi interakcí ekonomických percepcí a vlivem EU a závisle proměnou. Výsledky odhadů modelů [35] logistické regrese v tabulce č. 6 však ukazují, že hypotézu přijmout nelze. Vliv nové proměnné není signifikantní samostatně ani v interakci, posun v percepcích vlivu EU na národní ekonomiku k vyšší hodnotě neovlivňoval intenci k volbě. O čem tento výsledek vypovídá? Navrhuji dvě možná vysvětlení absence vlivu otevřenosti ekonomik. Zaprvé můžeme předpokládat, že teprve pět let po vstupu do Unie voliči ještě nemuseli umět odhadnout vliv EU na ekonomiku a nemuseli jej tudíž být schopni zahrnout do svého uvažování o volebním rozhodnutí. Takové interpretaci by odpovídalo zjištění, že pouze malé procento respondentů (ve srovnání s jižní Evropou) chápalo EU jako ekonomicky vlivnější než domácí vlády. Takové vysvětlení však mohou potvrdit či vyvrátit až následující léta a další výzkumy ekonomického hlasování a pociťované responzibility EU a domácích vlád. Obecnějším vysvětlením pak může být absence ekonomického hlasování obecně. Jestliže voliči v roce 2009 (kromě Maďarů) nezahrnovali do svého uvažování o volbě ekonomické percepce, potom je možná příliš teoreticky optimistické očekávat, že bude významné ještě jemnější rozlišování mezi ekonomickou responzibilitou vlády a nadnárodního aktéra. Jestliže nedochází k uvažování o responzibilitě, není možné očekávat připsání ekonomické odpovědnosti.

Jak ale s tímto vysvětlením pracovat při pohledu na maďarské voliče, u nichž byl identifikován vliv ekonomiky na intenci k volbě, přesto nezahrnovali vliv percepcí působení EU na ekonomiku? Zdá se, že Maďarsko bylo v roce 2009 specifickým případem, na kterém lze ukázat, že vládě se za extrémních domácích ekonomických a politických podmínek nemusí podařit uniknout odpovědnosti za výsledky domácí ekonomiky – a to i přesto, že by se domácí politici za vhodnějších okolností mohli pokoušet o „svalení viny“ na EU. Červen 2009 v Maďarsku ale takové podmínky nepřinesl. MSZP, která absolvovala druhé funkční období vlády a od roku 2006 čelila ekonomické kritice nejen od opozice, ale i od bývalého koaličního partnera, ztratila únikový prostor a nedokázala přesvědčit své voliče, že ekonomický výkon země za uplynulé období nebyl v její kompetenci.[36] Ekonomická krize, za kterou v jižní Evropě voliči obviňovali EU, padla v Maďarsku zcela na hlavu MSZP.

Tabulka č. 6: Binární logistická regrese pro úmysl k volbě se zavedením proměnné vliv EU a její interakce s proměnnou ekonomika v roce 2009.

		ČR	Maďarsko	Polsko	Slovensko
		e^b	e^b	e^b	e^b
ekonomika	zlepšila se	ref	ref	ref	ref
ekonomika	nezlepšila se	0,578	0,163**	0,711	0,499
subjektivní třída	nižší	ref	ref	ref	ref
subjektivní třída	střední a vyšší	1,566	1,322	1,054	0,826
ideologie	levice	ref	ref	ref	ref
ideologie	pravice	17,029***	0,018***	1,163	0,099***
bohoslužby	nikdy	ref	ref	ref	ref
	jednou za rok nebo méně	1,024	0,502	0,551	1,285
	několikrát ročně	2,186*	0,977	1,122	1,187
	jednou týdně	2,721*	0,370	0,906	0,980
	několikrát týdně	8,592**	0,131	0,179**	0,416*
gender	žena	ref	ref	ref	ref
gender	muž	1,015	0,756	1,040	1,009
věk	18–34	ref	ref	ref	ref
	35–49	0,364**	0,657	0,637	1,813
	50–64	0,160***	1,985	0,370***	1,488
	65 a víc	0,323***	3,208*	0,403**	1,810
vliv EU	ne	ref	ref	ref	ref
vliv EU	ano	0,709	8,390	678267,1	0,396
ekonomika * vliv EU	lepší/ne	ref	ref	ref	ref
ekonomika * vliv EU	horší/ano	1,638	0,605	0	3,742
cons.		0,658	2,39	3,721	4,936**
N		579	575	476	575
McFaddenovo pseudo-R²		0,335	0,489	0,096	0,231
% správně zařazených N		79,8	88,5	64,3	77

Zdroj: autorka na základě dat EES.

12. Závěr

Text byl věnován ekonomickému hlasování a jeho vlivu na volební chování ve vztahu k vládám i jednotlivým vládním stranám ve střední Evropě. Představena byla teorie retrospektivního sociotropického hlasování, v jejím rámci model odměny a trestu a jeho aplikace ve zkoumání vlivu ekonomického hlasování v multipartismech s koaličními vládami a v mezinárodně otevřených ekonomikách za ekonomické krize. Výzkumné otázky kladené v úvodu článku se vztahovaly k výskytu a míře ekonomického hlasování, vztahu hodnocení ekonomiky a jednotlivých vládních stran, a případné změně ekonomického hlasování po vstupu zemí do Unie a vypuknutí ekonomické krize. K zodpovězení otázek byly formulovány hypotézy, které přebíraly predikce modelu a aplikovaly je ve studiu ekonomického hlasování v podobě zkoumání popularity stran a vlád v zemích střední Evropy v letech 2004 a 2009. Analyzována byla individuální data Evropské volební studie. Žádná z hypotéz, které na výzkumné otázky reagovaly, však nebyla potvrzena pro všechny země regionu. Přesto je možné v závěru práce vyzdvihnout konkrétní zjištění vycházející z analýz.

Ověřování nulové a první hypotézy přineslo základní zjištění o podobě ekonomického hlasování ve střední Evropě. Ekonomické hlasování se v podobě vlivu ekonomických percepcí na intenci k volbě vládních stran vyskytovalo ve třech z osmi studovaných případů (dvakrát v případě Maďarska, v roce 2004 na Slovensku), kdy naplňovalo i předpokládaný směr vztahu. Kromě jednoho případu (ČR v roce 2009) byl detekován vliv ekonomických percepcí na kalkulaci užitku z volby vládních stran podle jejich důležitosti (ekonomické percepce ovlivňovaly nejvíce kalkulaci užitku z volby nejdůležitějších stran). Za důležité téma vhodné k dalšímu promýšlení považuji také zjištění o významném vlivu ideologické sebedeklarace v modelech pro země střední Evropy. Přihlášení k pravici či levici bylo signifikantním faktorem ovlivňujícím úmysl volit i kalkulovaný užitek z volby stran častěji a silněji než hodnocení národní ekonomiky. Hypotézu o vlivu pociťované ekonomické responzibility EU na ekonomické hlasování bylo třeba zamítnout zcela (jako důvody nepotvrzení hypotézy byla předložena dvě možná vysvětlení, která může potvrdit či vyvrátit příští analýza dat EES sebraných v čase budoucích voleb do EP). Za důležité považuji upozornění na specifikum maďarského případu – ten by totiž zřejmě nejvíce ze čtyř zemí předpokládal ověření třetí hypotézy. Nejhorší ekonomické výsledky i nejhorší ekonomické percepce respondentů by předpokládaly také největší snahu domácích politiků „svalit vinu“ na vnějšího aktéra, k tomu ovšem v Maďarsku, zřejmě vlivem specifického politického kontextu, nedošlo. Dlouhodobá responzibilita jedné strany a nemožnost zbavení se ekonomické „viny“ dokonce i v případě hluboké ekonomické krize zabránily přenesení responzibility na vnějšího aktéra tak, jak předpokládala teorie a empirické příklady. Možný je však i druhý scénář, podle něhož občané střední Evropy (i Maďarska) v prvním období po vstupu do EU ještě nedokázali připisovat odpovědnost nadnárodnímu aktérovi.

Téma ekonomického hlasování ve střední Evropě by mělo být dále zkoumáno, za vhodné přitom považuji zejména zaměření na otázky, které v textu řešeny nebyly kvůli omezení dostupnými daty a snaze o srovnatelnost výsledků. K nim patří zejména výzkum ekonomického hlasování v podobě V-funkcí (vliv ekonomiky na hlasování, nejen popularitu stran) a výzkum dat z národních voleb v dlouhodobější perspektivě.

Literatura

(Všechny elektronické zdroje ověřeny ke dni 1. 3. 2013)

Anderson, C. J. (2007): The End of Economic Voting? Contingency Dilemmas and the Limits of Democratic Accountability, Annual Review of Political Science, Vol. 10, pp. 271–296. DOI: 10.1146/annurev.polisci.10.050806.155344

Antall, A. (2009): Maďarsko, in L. Cabada – V. Hloušek (eds.): Eurovolby 2009: Prostor pro evropeizaci politických stran ve středovýchodní Evropě? Plzeň, Aleš Čeněk, s. 118–142.

Balík, S. – Havlík Vl. (2011, eds.): Koaliční vládnutí ve střední Evropě, Brno, MPÚ.

Bartkowska, M. – Tiemann, G. (2011): The Economy and the Vote in EP Elections: A Comparative and Dynamic Perspective, Paper prepared for presentation at the EUSA Twelfth Biennial Conference Boston, 3–5 March 2011, On-line text: (http://www.euce.org/eusa/2011/papers/11k_bartkowska.pdf).

Costa Lobo, M. – Lewis-Beck, M. S. (2012): The integration hypothesis: How the European Union shapes economic voting? Electoral Studies, Vol. 31, pp. 522–528. DOI: 10.1016/j.electstud.2012.02.004

Data Evropské volební studie (EES) pro Českou republiku, Maďarsko, Polsko a Slovensko za rok 2004. (http://www.ees-homepage.net/).

Data Evropské volební studie (EES) pro rok 2009. (http://www.piredeu.eu/public/EES2009.asp).

Dotazník EES pro Českou republiku 2004 (CZ). (http://www.ees-homepage.net/questionnaires/czech_qnaire.pdf).

Dotazník EES pro Maďarsko 2004 (EN). (http://www.ees-homepage.net/questionnaires/hungary%20_en_qnaire.pdf).

Dotazník EES pro Polsko 2004 (PL). (http://www.ees-homepage.net/questionnaires/poland_qnaire.pdf).

Dotazník EES pro Slovensko (SK). (http://www.ees-homepage.net/questionnaires/slovakia_qnaire.pdf).

Dotazníky EES pro všechny země za rok 2009. (http://www.piredeu.eu/DC/Voter_Survey.asp).

Downs, A. (1957): An Economic Theory of Democracy, New York, Harper and Row.

Duch, R. M. – Stevenson, R. T. (2008): The Economic Vote: How Political and Economic Institutions Condition Election Results, Cambridge, Cambridge University Press.

Duch, R. M. (2001): A Developmental Model of Heterogeneous Economic Voting in New Democracies, American Political Science Review, Vol. 95, No. 4, pp. 895–910.

Egedy, T. (2012): The effects of global economic crisis in Hungary, Hungarian Geographical Bulletin, Vol. 61, No. 2, pp. 155–173.

Evans, J. A. (2004): Voters & voting: an introduction, London, Sage Publications.

Ferejohn, J. (1986): Incumbent Performance and Electoral Control, Public Choice, Vol. 50, pp. 5–25. DOI: 10.1007/BF00124924

Fernandéz-Albertos, J. (2006): Does internationalisation blur responsibility? Economic voting and economic openness in 15 European countries, West European Politics, Vol. 29, No. 1, pp. 28–46. DOI: 10.1080/01402380500389208

Fidrmuc, J. (2000): Economics of voting in post-communist countries, Electoral Studies, Vol. 19, No. 2–3, pp. 199–217. DOI: 10.1016/S0261-3794(99)00048-7

Field, A. (2000): Discovering Statistics using SPSS for Windows, London, Sage Publications.

Fisher, S. D. – Hobolt, S. B. (2010): Coalition government and electoral accountability, Electoral Studies, Vol. 29, pp. 358–369. DOI: 10.1016/j.electstud.2010.03.003

Harper, M. (2000): Economic Voting in Postcommunist Europe, Comparative Political Studies, Vol. 33, pp. 1191–1227. DOI: 10.1177/0010414000033009004

Havlík, Vl. (2011): Česká republika, in S. Balík – Vl. Havlík (eds.): Koaliční vládnutí ve střední Evropě, Brno, MPÚ, s. 39–90.

Havlík, Vr. (2011): Maďarsko, in S. Balík – Vl. Havlík (eds.): Koaliční vládnutí ve střední Evropě, Brno, MPÚ, s. 91–120.

Hellwig, T. – Samuels, D. (2007): Voting in Open Economies: The Electoral Consequences of globalization, Comparative Political Studies, Vol. 40, No. 3, pp. 283–306. DOI: 10.1177/0010414006288974

Hellwig, T. (2001): Interdependence, Government Constraints, and Economic Voting. The Journal of Politics, Vol. 63, pp. 1141–1162. DOI: 10.1111/0022-3816.00104

Hellwig, T. (2008): Globalization, Policy Constraints, and Vote Choice, The Journal of Politics, Vol. 70, No. 4, pp. 1128–1141. DOI: 10.1017/S0022381608081103

Hellwig, T. (2011): The World Economy, Political Control, and Responsibility for Economic Performance, Paper prepared for the conference ―European Responses to the Economic Crisis: Lessons for the United States, Indiana University Bloomington, April 8, 2011, on-line text: (http://www.iub.edu/~eucenter/documents/Hellwig_econ_crisis_IU.pdf).

Hibbs, D. A. Jr. (2006): Voting and the Macroeconomy, in B. R Weingast – D. A. Wittman (eds.): The Oxford handbook of political economy, Oxford, Oxford University Press, pp. 565–586.

Karpová, E. (2010): Vývoj ekonomik zemí střední a východní Evropy v kontextu světové ekonomické krize, Současná Evropa, roč. 15, č. 1, s. 85–108.

Katrňák, T. (2006): Faktory podmiňující vzdělanostní aspirace žáků devátých tříd základních škol v České republice, in P. Matějů – J. Straková – J. Basl (eds.): (Ne)rovné šance na vzdělání: vzdělanostní nerovnosti v České republice, Praha, Academia, s. 173–193.

Kayser, M. A. – Peress, M. (2012): The Buck Stops over There? Benchmarking Elections in the Open Economy, on-line text: (http://mark-kayser.com/papers/KayserPeress_BuckStopsCSES_120711.pdf).

Kódovací kniha EES pro rok 2004. (http://www.ees-homepage.net/docs/codebook.pdf).

Kódovací kniha EES pro rok 2009. (http://www.piredeu.eu/DC/Voter_Survey.asp).

Lewis-Beck, M. S. – Nadeau, R. (2012): PIGS or not? Economic voting in Southern Europe, Electoral Studies, Vol. 31, pp. 472–477. DOI: 10.1016/j.electstud.2012.02.008

Lewis-Beck, M. S. – Paldam, M. (2000): Economic Voting: An Introduction, Electoral Studies, Vol. 19, pp. 113–122. DOI: 10.1016/S0261-3794(99)00042-6

Lewis-Beck, M. S. – Stegmaier, M. (2003): Post-socialist democratization: a comparative political economy model of the vote for Hungary and Nicaragua, Electoral Studies, Vol. 22, No. 3, pp. 469–484. DOI: 10.1016/S0261-3794(02)00009-4

Linek, L. (2011): Proč se měnila úroveň účasti ve volbách do Poslanecké sněmovny v letech 1996–2010? Sociologický časopis, roč. 47, č. 1, s. 9–32.

Listhaug, O. (2008): Retrospective Voting, in J. Thomassen (ed.): The European Voter: A Comparative Study of Modern Democracies, New York, Oxford University Press, pp. 213–234.

Michałak, B. – Winclawska, M. S. (2006): Rząd Leszka Millera, in M. Chmaj (ed.): Rządy koalicyjne w III RP, Olsztyn, Wydawnictwo UWM, s. 223–255.

Nannestad, P. – Paldam, M. (1994): The VP-function: A survey of the literature on vote and popularity functions after 25 years, Public Choice, Vol. 79, pp. 213–245. DOI: 10.1007/BF01047771

OECD (2012). Organisation For Economic Cooperation and Development Statistical Database, on-line zdroj (http://stats.oecd.org/).

Pacek, A. C. (1994): Macroeconomic Conditions and Electoral Politics in East Central Europe, American Journal of Political Science, Vol. 38, No. 3, pp. 723–744. DOI: 10.2307/2111604

Paldam, M. (1991): How Robust is the Vote Function? A Study of Seventeen Nations over Four Decades, in H. Norpoth – M. Lewis-Beck – J. D. Lafay (eds): Economics and Politics: The Calculus of Support, Ann Arbor, University of Michigan Press, pp. 9–32.

Palmer, H. D. – Whitten G. D. (2000): Government Competence, Economic Performance and Endogenous Election Dates, Electoral Studies, Vol. 19, pp. 413–426. DOI: 10.1016/S0261-3794(99)00059-1

Powell, G. B. – Whitten, G. D. (1993): A Cross-National Analysis of Economic Voting: Taking Account of the Political Context, American Journal of Political Science, Vol. 37, pp. 391–414. DOI: 10.2307/2111378

Powers, D. V. – Cox, J. H. (1997): Echoes from the Past: The Relationship between Satisfaction with Economic Reforms and Voting Behavior in Poland, The American Political Science Review, Vol. 91, No. 3, pp. 617–633. DOI: 10.2307/2952078

Roberts, A. (2008): Hyperaccountability: Economic voting in Central and Eastern Europe, Electoral Studies, Vol. 27, pp. 533–546. DOI: 10.1016/j.electstud.2008.01.008

Shabad, G. – Slomczynski, K. M. (2011): Voters‘s perceptions of government performance and attributions of responsibility: Electoral control in Poland, Electoral studies, Vol. 30, pp. 309–320.

Stegmaier, M. – Lewis-Beck, M. S. (2009): Learning the Economic Vote: Hungarian Forecasts, 1998–2010, Politics & Policy, Vol. 37, No. 4, pp. 769–780.

Stegmaier, M. – Lewis-Beck, M. S. (2012): Shocks and oscillations: The political economy of Hungary, Electoral Studies,Vol. 31, pp. 462–467.

Svačinová, P. (2011): Polsko, in S. Balík – Vl. Havlík (eds.): Koaliční vládnutí ve střední Evropě, Brno, MPÚ, s. 121–182.

Szczerbiak, A. (2009): The European Parliament Election in Poland, June 7 2009, European Parliament Election Briefing, No. 36, on-line text: (https://www.sussex.ac.uk/webteam/gateway/file.php?name=epern-no-36-poland-2009.pdf&site=266).

Technické zprávy EES 2009. (http://www.piredeu.eu/DC/Voter_Survey.asp).

Tucker, J. A. (2006): Regional Economic Voting: Russia, Poland, Hungary, Slovakia, and the Czech Republic, 1990–1996, Cambridge, Cambridge University Press.

Tucker, J. A. (2002). The First Decade of Post-Communist Elections and Voting: What Have We Studied, and How Have We Studied It? Annual Review of Political Science, Vol. 5, pp. 271–304. DOI: 10.1146/annurev.polisci.5.100201.102917

Urquizu-Sancho, I. (2011): Coalition Governments and Electoral Behaviour: Who is Accountable? in N. Schofield – G. Caballero (eds.): Political Economy of Institutions, Democracy and Voting, Springer, Heidelberg, pp. 185–210.

van der Brug, W. – van der Eijk, C. – Franklin, M. (2007): The Economy and the Vote: Effects of Economic Conditions on Voter Preference and Election Outcomes in Fifteen Countries, New York, Cambridge University Press.

Economic Voting and the Accountability of Government Parties in Central Europe

Summary

The article “Economic voting and the accountability of government parties in central Europe” offers a theoretical introduction to economic voting theory and tests hypotheses concerning the existence and features of economic voting in four central European countries. In the theoretical part, the basic assumptions of economic voting theory are presented. The article works with the concept of retrospective sociotropic voting, i.e. the expectation that voters evaluate the national economic situation retrospectively: if they perceive improvement, they vote for the incumbent party; if they perceive a worsening situation, they vote for the opposition. The development of previous economic voting research is then briefly described. The article joins the “second wave” of research, which sees economic voting research as measuring the influence of economic perceptions on voters’ decisions by means of individual-level data analysis. The article then describes the “contingency dilemma” of economic voting (the instability of economic voting in comparative research) and possible ways of resolving it: attention is given to revealing institutional constraints on economic voting.

In the context of retrospective sociotropic voting, the well-known reward-punishment model is given a detailed treatment. The mechanism “punish poor performance and reward good outcomes” is expanded according to two common perspectives. 1) The voter punishes/rewards the incumbent to discipline politicians challenging the moral hazard; or 2) in the principal-agent approach, she evaluates the accomplishment of an agreement between the principal (the voter) and his agent (the politician). The article notes current developments in resolving the contingency dilemma – in the context of the reward–punishment model, two current topics in economic voting research are introduced, both of them investigating institutional constraints that co-form the contingency dilemma.

The first topic discusses the clarity of the responsibility of government parties. In countries with multiparty systems and coalition governments, the clarity of the responsibility of government parties is usually lower than in countries with bipartisan systems. The clarity of responsibility is also different for parties of varying importance. The highest degrees of responsibility are theoretically connected with the most important coalition parties (the biggest and/or the prime minister parties). The second topic concerns a new variable – the economic responsibility of non-elected actors in economically interconnected countries and after the beginning of the global economic crisis. The evidence of economic voting in southern Europe after 2008 shows that voters can perceive the influence of the EU on the domestic economy and incorporate this perception into their voter decisions. If voters perceive the EU as more responsible than the domestic government in national economic issues, economic voting decreases.

In the applied part, individual data from the European Election Study for the Czech Republic, Hungary, Poland, and Slovakia (2004 and 2009) are analysed. Economic voting is examined as a P-function (because of the second–order character of election data, not the real decision, but the popularity of incumbent parties is explored). The dependent variable is defined in two ways: the binary “intention to vote” (the respondent would/would not vote for incumbent parties in national elections) is analysed by means of binary logistic regression. The ordinal “utility of voting for government parties” (the 10-point scaled probability that the respondent would vote for a particular incumbent party in national elections) is analysed by means of OLS regression. The independent variable “economic perceptions” is defined as the respondent’s evaluation of the national economic situation of the country in the last year. Models include the usual control variables (age, gender, church attendance, ideology and subjective class).

Four hypotheses concerning the features of economic voting in central European countries are tested. H0 (There is no relation between economic perceptions and intention to vote in central European countries) and H1 (Worsening economic perceptions decrease the likelihood of an intention to vote for incumbent parties) examine the existence of economic voting in central European countries using binary logistic regression. H2 (The effects of economic perceptions on calculations of the utility of voting for government parties are higher for the most important parties than for their coalition partners) examines the “clarity of responsibility” hypothesis for particular government parties using the “utility of voting for government parties” dependent variable and OLS regression. The last hypothesis (H3: The perceived greater influence of the EU on the domestic economy in 2009 decreases the values of economic voting) examines the influence of a new variable (the perceived influence of the EU on the domestic economy) and it’s interaction with “economic perceptions” on economic voting by means of binary logistic regression for 2009. Regression models are estimated for particular countries individually.

No hypothesis is confirmed for all countries. It is possible to detect the existence of economic voting (the rejection of H0) in only three cases (Hungary 2004 and 2009, Slovakia 2004). For these countries, economic voting fulfilled expectations concerning the direction (H1): worsening economic perceptions decrease the likelihood of voting for incumbents. H2 is supported in almost all cases apart from the Czech Republic in 2009. The effects of economic perceptions on calculations of the utility of voting are higher for the most economically responsible parties than for their coalition partners. Therefore, voters used their retrospective sociotropic economic perceptions to evaluate the utility of voting for particular government parties, the influence of these perceptions reflecting the importance of coalition parties. The last hypothesis (H3), testing the impact of the perceived economic responsibility of the EU on economic voting, requires that there is negative influence of EU perceptions on the intention to vote, and positive influence of an interaction of economic perceptions and EU influence on the intention to vote. The models show that increasing perceptions of EU influence on the domestic economy do not have a significant impact on the intention to vote. The case of Hungary 2009 is pointed out as theoretically important – politicians facing the economic crisis were, despite the highest theoretical probability, unable to throw blame on the EU because political development had led to an increased perception of their economic responsibility.

Control variables in all models show the significant influence of the ideological persuasion of respondents on their declared voting decisions. These variables have a greater effect than economic perceptions. The conclusion of the article offers further possible avenues of research into economic voting in Central European countries, mainly research into V-functions and examining hypotheses using national election data.

[1] Text vychází z diplomové práce „Ekonomické hlasování a odpovědnost vládních stran ve střední Evropě“ obhájené na FSS MU v lednu 2013. Autorka děkuje PhDr. Romanu Chytilkovi, PhD., doc. PhDr. Lubomíru Kopečkovi, PhD., Mgr. Michalu Novému a dvěma anonymním recenzentům za cenné podněty a připomínky.

[2] Autorka je studentkou doktorského programu na Katedře politologie FSS MU, Joštova 10, 602 00 Brno, Česká republika / Czech Republic; e-mail: 220004@mail.muni.cz.

[3] Zjištění o podobě ekonomického hlasování ve střední Evropě se vážou především k výzkumu tranzice postkomunistických zemí k demokracii v 90. letech (Duch 2001, Fidrmuc 2000, Harper 2000, Lewis-Beck, Stegmaier 2003, Pacek 1994, Powers, Cox 1997, Shabad, Slomczynski 2011, Tucker 2002, 2006), méně častý je výzkum pozdějšího období (Stegmaier, Lewis-Beck 2009, 2011, Roberts 2008). Česká politologie se výzkumu ekonomického hlasování dosud vyhýbala, výjimku tvoří představení konceptu ekonomického hlasování v textu Lukáše Linka (2011).

[4] Opakem je egotropické hlasování založené na osobních finančních podmínkách voličů. Přestože oba koncepty byly zkoumány a byly zjištěny jejich efekty, např. Evans upozorňuje, že stav soukromých financí spojují voliči s působením vlád jen zprostředkovaně, protože si uvědomují vlastní roli v této oblasti, za pociťovaný stav národní ekonomiky však připisují odpovědnost vládě (Evans 2004: 137-138).

[5] Alternativním konceptem je prospektivní hlasování, kdy se volič rozhoduje podle své představy budoucích ekonomických výsledků vlády – tu si vytváří na základě předvolebních slibů soupeřících stran/kandidátů (Evans 2004: 135).

[6] Tuto variabilitu vykazují jak výsledky výzkumů „první vlny“ (vztahu makroekonomických ukazatelů a agregovaných volebních výsledků), tak výsledky výzkumů založených na individuálních datech výzkumů veřejného mínění.

[7] Menšinové vlády průměrně získávaly 1,8 % hlasů, menšinové vlády podporované opozicí však ztrácely 1,8 % hlasů. Většinové koalice hlasy jen ztrácely, a to ve větší míře než menšinové vlády: povolební většinové koalice 2,5 %, předvolební většinové koalice 2,8 % a vlády tvořené jednou stranou dokonce průměrně ztratily 3,6% hlasů.

[8] Powell a Whitten ve svém výzkumu 19 demokratických zemí přidělili zemi bod pokaždé, když naplňovala rys znejasnění responzibility (slabá koheze stran, sdílení postů v legislativních výborech s opozičními stranami, převaha opozice ve druhé komoře, existence menšinových vlád, koaliční vlády). Z výsledků pro každou zemi v několika volebních obdobích byl vypočítán průměrný výsledek. Země s indexem vyšším než 2 byly chápány jako země s nízkou jasností responzibility. Autoři podle tohoto kritéria rozdělili vzorek zkoumaných zemí do dvou skupin. Potvrdili, že u zemí s nízkou jasností responzibility byla vládním stranám připisována volební odpovědnost obtížněji než v zemích s vysokou jasností responzibility (Powell, Whitten 1993: 399-411).

[9] Normativní implikace modelu trestu v otevřených ekonomikách se pro teorii demokracie mohou zdát poměrně tristní – vztah mezi ekonomikou jako nejdůležitějším úkolem vlády a její volební odpovědností u voličů „padá“. Někteří autoři se proto ptají, zda kvalita demokracie v globalizovaných ekonomikách netrpí (viz Hellwig 2008: 1139). Podle Kaysera a Peresse (2012) je tato skutečnost naopak příjemnou novinkou: pokud voliči skutečně vyměřují svůj trest nebo odměnu podle úrovně vlivu volených úředníků na výsledky, vztah mezi vládním výkonem a volebními výsledky zůstává, byť v něm nepůjde přímo o ekonomiku. Vlády zůstanou svázány se zájmy občanů, kteří na oplátku budou své volené zástupce odměňovat či trestat v těch policy arénách, kde stále mají silný vliv na výsledky (Kayser, Peress 2012: 1).

[10] Koeficient pro interakci ekonomických percepcí a percepce vlivu EU zavedený v modelu byl signifikantní a při odečtu od koeficientu pro vliv ekonomických percepcí snižoval koeficient ekonomického hlasování o polovinu (Costa Lobo, Lewis-Beck 2012: 257).

[11] A kdyby se zítra [v roce 2009 tento víkend – pozn. P. S] konaly volby do [označení parlamentu země], kterou politickou stranu byste volil/a? Odpovědi byly kódovány: 0 volba jakékoli opoziční strany (parlamentní či neparlamentní); 1 volba vládní strany, deklarovaná nevolba byla kódována jako chybějící data. Přestože data sebraná u příležitosti voleb do EP obsahují vysoké počty respondentů, kteří odpovídali, že v národních volbách by nevolili, považuji za korektní tuto odpověď kódovat jako chybějící. Volební neúčast je teorií ekonomického hlasování spojena s neschopností voliče rozhodnout se, která strana mu přinese větší užitek – nelze ji chápat jako volbu pro nebo proti vládní straně (např. Downs 1957: 45).

[12] V [název země] máme mnoho politických stran, z nichž každá by chtěla získat Váš hlas. Jak pravděpodobné je, že byste někdy volil následující strany? Prosím, vyjádřete svůj názor na 10-bodové škále, kde 1 znamená, že to není vůbec pravděpodobné a 10 znamená, že to je velmi pravděpodobné. Škála byla pro lineární regresní analýzu ponechána, interpretace je následující: 1 malý užitek z volby strany, 10 velký užitek z volby strany. Pro rok 2009 byla škála rozšířena na jedenáctibodovou. Interpretace je: 0 malý užitek, 10 velký užitek z volby strany.

[13] Podle van der Bruga et al. sestává volební rozhodnutí každého voliče ze dvou fází: v první fázi jednotlivci připisují užitek jednotlivým stranám soutěžícím ve volbách. Ve druhé fázi vybírají stranu, která jejich hlas aktuálně získá. V této fázi vstupuje do rozhodování strategické uvažování (Downs 1957: 38-45, van der Brug et al. 2007: 10-12). Van der Brug et al. proto doporučují hledat takovou proměnnou, která bude vyjadřovat vztah respondentů k jednotlivým stranám (downsovským slovníkem – ukáže kalkulovaný „užitek z volby strany“), nikoli pouze výsledek rozhodování.

[14] Jaký je Váš názor na hospodářství? V porovnání se situací před 12 měsíci, myslíte si, že hospodářská situace v naší zemi je... Možnosti odpovědi 1 mnohem lepší, 2 trochu lepší, 3 zůstala stejná, 4 o něco horší, 5 mnohem horší. Původní pětibodová škála byla rekódována do binární (kategorie 1 zlepšila se zahrnuje původní odpovědi 1 a 2, kategorie 2 nezlepšila se zahrnuje kategorie 3-5).

[15] 1 18-34, 2 35-49, 3 50-64, 4 65 a více let.

[17] Jak často navštěvujete náboženské obřady? Odpovědi byly rekódovány do obrácené škály (v analýze bylo využito pořadí: 1 nikdy, 2 jednou za rok nebo méně, 3 několikrát za rok, 4 jednou týdně, 5 několikrát týdně). V dotaznících EES pro rok 2009 byla škála odpovědí rozšířena na 6 kategorií (přibyla kategorie několikrát za měsíc, tu jsem spojila s kategorií několikrát za rok). Dotazník pro Polsko 2004 pracoval s mírně odlišnou škálou (kategorie 3 zněla průměrně jednou nebo dvakrát měsíčně, kategorie 4 několikrát v roce).

[18] V politických záležitostech se hovoří o „levici“ a „pravici“. Prosím, označte své postoje pomocí čísla na škále od 1 do 10, kde 1 znamená „levice“ a 10 znamená „pravice“. Které číslo nejlépe popisuje Vaše postoje? V roce 2009 byla škála o jeden bod rozšířena (0-10). Proměnná byla rekódována na binární. Jako levicová pozice byly kódovány odpovědi 1-5, jako pravicová pozice odpovědi 6-10. V roce 2009 byla data kódována následovně: levice 0-5; pravice 6-10.

[19] V případě, že byste měl jedním z těchto pěti označení sociální třídy popsat vlastní pozici, kterou byste vybral? Odpovědi dělnická třída, nižší střední třída, střední třída, vyšší střední třída, vyšší třída, jiná byly kódovány do dvou kategorií (1 nižší, kam byly zařazeny kategorie dělnická a nižší střední třída; 2 střední a vyšší, kam byly zařazeny střední třída, vyšší střední třída, vyšší třída; odpověď jiná byla kódována jako chybějící data).

[20] Formální zápis základního modelu pro binární logistickou regresi je: logit (úmysl volit) = α + β₁ekonomika + β₂subjektivní třída + β₃ideologie + β₄bohoslužby + β₅gender + β₆věk. Zápis pro lineární regresní model: (užitek z volby stran) = α + β₁ekonomika + β₂subjektivní třída + β₃ideologie + β₄bohoslužby + β₅gender + β₆věk.

[21] Konstrukce proměnné vliv EU proběhla následovně: Dotazníky EES v roce 2009 pokládaly respondentům otázku na pociťované percepce ekonomické responzibility domácích vlád a Evropské unie. Otázky byly formulovány následovně: Nyní bych Vám rád/a položil/a několik otázek ohledně zodpovědnosti vlády [název země] a Evropské unie za některé věci, které se dějí v [název země]. Samozřejmě si můžete myslet, že ani vláda, ani Evropská unie nejsou zodpovědné. Zaprvé, když pomyslíte na hospodářství, jak je za ekonomické podmínky v [název země] odpovědná národní vláda? Prosím označte svůj názor prostřednictvím jakéhokoli čísla na stupnici od 0 do 10, kde 0 znamená „žádná odpovědnost“ a 10 „plná odpovědnost“. Otázka na vliv EU byla formulována následující otázkou: A co Evropská unie, do jaké míry je Evropská unie zodpovědná za hospodářskou situaci v [název země]? Prosím označte svůj názor prostřednictvím jakéhokoli čísla na stupnici od 0 do 10, kde 0 znamená „žádná odpovědnost“ a 10 „plná odpovědnost“. Z odpovědí na obě otázky byla vytvořena nová proměnná (podle vzoru postupu, který Costa Lobo a Lewis-Beck vytvořili pro studium vlivu pociťované responzibility EU na ekonomické hlasování v jižní Evropě). Proměnná vznikla odečtením hodnoty pociťované ekonomické responzibility EU od hodnoty pociťované responzibility vlády. Hodnotou 1 byly kódovány všechny kladné výsledky (tedy, ekonomická responzibilita EU je chápána jako vyšší než vlády), nulový a záporný výsledek byl kódován hodnotou 0 (responzibilita EU nižší nebo stejná jako vlády). Výsledky, kde byla jedna z odpovědí chybějící, byly kódovány jako chybějící i celkově.

[22] Formální zápis modelu: logit(úmysl k volbě) = α + β₁ekonomika + β₂subjektivní třída + β₃ideologie + β₄bohoslužby + β₅gender + β₆věk + β₇vliv EU + β₈(ekonomika*vliv EU).

[23] Všechny statistické operace byly provedeny v programu Stata 12. Datové matice i dofiles na požádání zašlu.

[24] Ukazatele růstu HDP slouží jako ilustrativní údaj popisující „reálnou ekonomiku“, nelze ale předpokládat, že by respondenti znali jejich hodnoty a rozhodovali by se podle nich.

[25] Předtím 691 dní ve vládě se SZDSZ (Havlík Vr. 2011: 105).

[26] Předtím 500 dní ve vládě s PSL (Svačinová 2011: 154).

[27] Růst HDP ve druhém kvartálu roku. Zdroj: OECD.

[28] Zároveň si však uvědomuji, že tento krok neřeší např. takovou situaci, kdy by k výměně vlády došlo přesně v polovině sledovaného období nebo by k ní došlo vícekrát.

[29] Pravděpodobnost, že koeficient pro vliv ekonomických percepcí nebude ovlivňovat intenci k volbě, byla ve všech případech nižší než 5 % (vliv ekonomiky byl signifikantní na hladině významnosti 0.000).

[30] Zároveň je nutné upozornit, že vláda MSZP byla menšinová, responzibilita tak mohla být připsána i opozičním stranám. Vysoká odpovědnost vlády tak není jednoduše vysvětlitelná jednobarevností vlády.

[31] Hladina významnosti: * = signifikantní na hladině významnosti 0.05; ** = signifikantní na hladině významnosti 0.01; *** = signifikantní na hladině významnosti 0.001.

[32] Pro KDU-ČSL a US (v roce 2004) bylo ekonomické hlasování signifikantní a menší než pro ČSSD, pro KDU-ČSL v roce 2009 však byl vliv percepcí nevýznamný. V Maďarsku byl vliv ekonomiky pro SZDSZ významný, pro UP (2004) a PSL (2009) v Polsku však byly efekty ekonomiky nevýznamné. Na Slovensku v roce 2004 byla ekonomika nevýznamným faktorem pouze pro KDH, v roce 2009 nebyla významná ani pro HZDS, ani pro SNS.

[33] Zřejmě nejbližším takovým případem by mohla být identifikace ekonomické responzibility KDU-ČSL v Topolánkově vládě (KDU-ČSL držela post ministra financí), ta se ovšem ekonomickou odpovědností – podobně jako u větší a premiérské ODS – neprojevila.

[34] Ve srovnání se zeměmi jižní Evropy je pociťovaná responzibilita vlád ve střední Evropě vyšší. V Řecku, kde byla pociťovaná responzibilita vlády nejvyšší, chápalo vládu jako responzibilní pouze 75 % respondentů. Naopak EU chápalo jako responzibilní kolem 60 % respondentů zemí jižní Evropy (kromě Portugalska se 48 %) (srov. Costa Lobo, Lewis-Beck 2012: 526).

[35] Modely byly odhadnuty pro stejné respondenty, jako modely v tabulce č. 2.

[36] Tomu mohly výrazně napomoci chyby premiéra, který v roce 2006 v projevu za zavřenými dveřmi, jenž byl ovšem zveřejněn, připustil, že vítězství jeho strany ve volbách bylo umožněno jen díky lžím. Opozice po zveřejnění projevu konzistentně tlačila na premiérovo odstoupení a iniciovala referendum o vládních reformách, po jejichž neúspěchu opustila vládu SZDSZ (Antall 2009: 118).