Dvořák, P. (2012). Hledání typologie demokracií pro východní Evropu. Středoevropské politické studie, 14(2–3), 272-314. Získáno z https://journals.muni.cz/cepsr/article/view/4584/6146

Středoevropské politické studieRočník XIV, Číslo 23, s. 272–314

Central European Political Studies ReviewVolume XIV, Issue 2–3, pp. 272–314

Mezinárodní politologický ústav Fakulty sociálních studií MUISSN 1212-7817

 

Hledání typologie demokracií pro východní Evropu[1]

Petr Dvořák[2]

 

Abstract: Searching For a Typology of Democracies for Eastern Europe.

The paper deals with the limits of applicability of Lijphart’s typology of democracies vis-a-vis data from Central and Eastern Europe. Two alternative outlines of democratic typologies devised by Steffen Ganghof and André Kaiser are presented and an operationalization of their key dimensions is attempted. The typologies are then used for the determination of types of democracy in CEE. Finally, the typologies are evaluated on the basis of their results and avenues for further research in this domain are suggested.

Keywords: Democracy, Typology of Democracies, institutionalism, Eastern Europe

 

1. Úvod

Tento článek se zabývá typologiemi demokratických systémů a jejich aplikací na netradiční vzorek zemí, konkrétně na soubor parlamentních demokracií střední a východní Evropy (SVE). Jeho cílem je poukázat na limity typologie demokratických režimů Arenda Lijpharta – která se stala jakýmsi standardem pro komparativní politologii – ve vztahu ke zkoumání netypických případů. Těžištěm práce je pak představení dvou alternativních, institucionalisticky definovaných typologií, jejichž autory jsou Steffen Ganghof a André Kaiser. Tyto typologie jsou v článku rozebrány, je proveden pokus o jejich přesnější uchopení a operacionalizaci a na datech z areálu SVE je následně prověřena jejich heuristická kapacita.

Koncepty S. Ganghofa a A. Kaisera lze považovat za reakce na Lijphartův přístup, vycházející z obdobných metateoretických východisek (konkrétně se jedná o napětí či rovnováhu mezi principem koncentrace a principem sdílení moci), ale snaží se o uchopení tématu jednodušším a metodologicky rigoróznějším způsobem, což mj. obnáší opuštění některých typicky lijphartovských veličin (například zkoumání frekvence jednotlivých typů kabinetů) a jejich nahrazení ukazateli spíše mechanické povahy (například měření absolutní míry inkluze volebních preferencí).

Obecně se článek pokouší o limitovaný příspěvek do lijphartovské debaty v duchu Taageperova (2000: 83) doporučení, že „Lijphartovo průkopnické dílo si žádá důkladného pokračování“, a v neposlední řadě je motivován zájmem o pochopení reality demokratických režimů SVE a jejich specifik – jak z hlediska samotného fungování režimů, tak z hlediska možností jejich výzkumu.

Text uplatňuje institucionalistické hledisko a pracuje s procedurálním pojetím demokracie. Základním způsobem, jak odlišit jednotlivé typy demokracií, je zde měření demokratické inkluze, tj. zahrnutí obyvatelstva do různých fází (či úrovní) demokratického vládnutí. Míra inkluze (či dlouhodobé inkluzivity) je mj. principem, který A. Lijphart (1999) implicitně zkoumá všude tam, kde se zabývá rozdílem mezi koncentrací a sdílením moci. Stejně klíčovou úlohu hraje koncept i v představených alternativních typologiích.

Demokratická inkluze je dále dimenzí, jež je často zmiňována v souvislosti se zkoumáním kvality či „výkonnosti“ demokracie. Tuto otázku lze pojmout více způsoby, nicméně ukazatel inkluze preferencí lze označit za klíčový ve smyslu praktickém (má bezesporu vliv na složení institucí a na povahu jejich interakce) i analytickém (je poměrně snadno měřitelný).

Data použitá v článku se týkají uvedené množiny případů, pokrývají přibližně časové rozpětí mezi lety 1990 a 2010 a pochází z velké části z databáze CODER (ISPO 2010) a z osobního archivu autora, popř. byla získána studiem pramenů (ústavních dokumentů).

Struktura článku je následující: Nejprve budou shrnuty relevantní rysy Lijphartovy typologie demokracií a poté budou za pomoci konkrétního příkladu (tj. zmíněného středoevropského regionu) zmíněny její potenciální limity. V další části článku budou představeny alternativní typologie S. Ganghofa a A. Kaisera, v obou případech (v zájmu přehlednosti) spolu s tím, jakým způsobem se autor článku pokusil tyto koncepty uchopit a operacionalizovat. Předposlední kapitola přibližuje výsledky aplikace představených typologií a závěrečná kapitola shrnuje přínos a potenciál výzkumu.

 

2. Lijphartova typologie

Typologie demokratických režimů Arenda Lijpharta je komplexním souborem nástrojů, který stanovil nový standard v komparaci politických institucí a představuje sine qua non moderní politologie. Jednou z klíčových tezí typologie (Lijphart 1999) je, že jednotlivé politické systémy se navzájem liší v míře inkluze demokratických procesů (Ganghof 2010: 679). Lijphart pracuje se dvěma ideálně typickými principy – většinovým (majoritním) a konsensuálním. Na modelovou otázku „Kdo bude vládnout a v čím zájmu by měla vláda jednat, pokud neexistuje soulad [preferencí]“ odpovídá majoritní princip „většina lidí, zatímco konsensuání co možná nejvíce lidí“ (Lijphart 1999: 1-2; Ganghof 2005: 407). Pro majoritární systémy by měly být typické charakteristiky jako exkluzivita a soutěž, zatímco konsensuální systémy se údajně vyznačují inkluzivitou a tendencí ke kompromisu (Lijphart 1999: 2).

Rozdíl mezi konsensuálními a majoritárními systémy lze jasně demonstrovat například na roli opozice: zatímco v modelovém většinovém systému tvoří opozice relativně uzavřený blok, jehož hlavním cílem je představovat alternativu vládní politice a dlouhodobě usilovat o vystřídání současné vlády, v konsensuálním systému není hranice mezi vládou a opozicí tak ostrá – všechny strany by měly spíše vyjednávat v zájmu celku. Podle stejného klíče (centralizace versus decentralizace, soutěž versus sdílení moci) lze podobně posuzovat i charakter dalších politických institucí.

Při posouzení, který z obou principů v dané instituci a na dané úrovni převládá, volí Lijphart sadu deseti indikátorů, z nichž polovina tvoří tzv. exekutivně-stranickou dimenzi (dále též EP, executive-parties-dimension) a polovina pak tzv. dimenzi federálně-unitární (FU, federal-unitary-dimension). Prvky obou dimenzí a jejich modelové podoby uvádí například Říchová (2006: 214-217), jejíž shrnutí jsem doplnil o Lijphartem používané indikátory:

Tab. č. 1: Kritéria Lijphartovy typologie demokracií

Exekutivně-stranická dimenze (EP)

Kritérium

Majoritarismy

Konsensualismy

Indikátor

Kabinety

Jednobarevné

Koaliční

Podíl minimálně vítězných typů kabinetů [%]

Vztah exekutivy a legislativy

Převaha exekutivy

Vyvážený

Index exekutivní dominance (délka trvání kabinetu) [roky]

Stranický systém

Dvoustranický

Vícestranický

Efektivní počet stran (Laakso – Taagepera)

Volební systém

Většinový, disproporční

Proporční

Index disproporcionality (Gallagher)

Systém zájmových skupin

Pluralitní, tržní logika

Koordinovaný, korporatistický

Index plurality zájm. sk. (Siaroff 1999)

 

Federálně-unitární dimenze (FU)

Kritérium

Majoritarismy

Konsensualismy

Indikátor

Vláda

Unitární, centralizovaná

Federální, decentralizovaná

Index federalismu*

Distribuce moci

Koncentrace v jednokomorovém parlamentu

Rozdělení mezi odlišně konstituované komory

Index bikameralismu*

Rigidita ústavy

Nízká, flexibilní úpravy

Vysoká, podmínka výrazné většiny

Index úst. rigidity*

Hodnocení ústavnosti zákonů

Konečné slovo legislatury

Pravomoc ústavního / nejvyššího soudu

Index soudního přezkumu*

Postavení centrální banky

Závislost na exekutivě

Nezávislost

Index nezávislosti centrální banky (průměr tří indikátorů)

Zdroje: Říchová (2006: 216), Lijphart (1999), Taagepera (2003)

* Index tvoří ordinální hodnota 1 – 4 (1 – 5 v případě indexu federalismu)

 

Tyto ukazatele z obou dimenzí Lijphart (poněkud komplexním způsobem) přetváří na jednodimenzionální výsledky – politické systémy lze tedy buď rozdělit do dvou kategorií, nebo shromáždit kolem jediné úsečky s odpovídajícími krajními body (ideálně typickými modely).

Lijphartův koncept je všeobecně známý a často citovaný, proto se zde soustřeďme jen na vybrané, obzvláště relevantní prvky: Za vůbec nejdůležitější rozdíl mezi oběma modely Lijphart (1999: 62; 90) označuje kontrast mezi jednočlennými většinovými kabinety a širokými vícestranickými koalicemi (čímž poukazuje na důležitost míry inkluzivity na exekutivní úrovni pro podobu politického systému). Tento rozdíl má představovat klíčový rozdíl mezi oběma demokratickými typy, protože ztělesňuje napětí mezi principy koncentrace a sdílení moci. Vysoká frekvence jednočlenných většinových kabinetů ukazuje na uplatnění principu koncentrace, zatímco nadbytečné a vícečlenné menšinové kabinety jsou známkou mocenského sdílení. Celá schematická stupnice možných typů vlád seřazených dle míry jejich „konsensuality“ vypadá následovně (Lijphart 1999: 91; Taagepera 2002: 228-229):

MW1 < m1 = MWm < mm = OS

 

(To jest: Kromě jednočlenných většinových vlád [minimal winning; MW1] typických pro majoritární systémy a na druhé straně nadbytečných [oversized; OS] a menšinových vícečlenných kabinetů [mm] ukazujících na konsensuální praxi existuje i kategorie minoritních jednočlenných [m1] a minimálně vítězných vícečlenných kabinetů [MWm], které nejsou ani zcela majoritární, ani konsensuální.)

Kromě deskriptivního, analytického a teoretického rozměru má Lijphartovo dílo i rozměr preskriptivní. Lijphart již od začátku (například Lijphart 1977) doporučoval volbu konsociačního systému (tj. konceptuálního předchůdce konsensualismu) pro rozdělené společnosti. To může být relevantní, zabýváme-li se situací ve střední a východní Evropě: Na úsvitu třetí vlny demokratizace Lijphart radil transformujícím se zemím, že kombinace parlamentárního (spíše než prezidentského) zřízení spolu s aplikací poměrného (spíše než většinového) volebního systému by měla být vhodnou volbou (cf. Lijphart 1991). Svůj argument opíral mj. O empirické příklady takto nastavených demokracií.

Tyto doporučující tendence jsou zajímavé, srovnáme-li je s kauzálním vývojem, kterým Lijphartova teorie prošla (Bormann 2010). Zatímco zprvu Lijphart politický systém představoval jako závislou proměnnou, reflektující strukturu a kulturu společnosti, později (Lijphart 1984) posunul těžiště své analýzy od kulturních základů k institucionální struktuře států a v další fázi se již institucionální systém mění ze závislé proměnné na kauzální příčinu výkonnosti politiky a obecně kvality života. Lze zde například nalézt explicitní tvrzení, že konsensuální systémy na rozdíl od majoritních usilují o maximální možnou inkluzi (a nejsou tedy naopak jejím produktem).

 

3. Kritika Lijphartovy typologie

Lijphartův přínos pro srovnávací politologii i demokratickou teorii je zásadní a nesporný. Přesto (nebo právě proto) bylo jeho životní dílo vystaveno nezanedbatelné kritice, a to jednak vůči leitmotivu existence dvou latentních demokratických principů, jednak vůči výslovné preferenci jednoho z nich (Bormann 2010). Relevantní kritické poznámky lze rozdělit do dvou kategorií: 1) z hlediska neuniverzálního charakteru teorie, tj. omezené aplikovatelnosti, 2) z hlediska konceptu a metody.

 

3.1 Kritérium aplikovatelnosti

Reakce zmíněné v této kapitole si primárně všímají neuniverzálnosti a determinovanosti teorie. Navazují přitom částečně na zmíněnou Lijphartovu propagaci konsensuálních režimů. Mějme však při jejich interpretaci na paměti, že data použitá Lijphartovými kritiky často obsahovala údaje z mladých demokracií, a tak je nelze považovat za prostý test platnosti teorie. Nikoli nadarmo pracuje Lijphart (1999: 49-54) s podmínkou alespoň dvacetileté či devatenáctileté demokratické vlády.  To nám rovněž připomíná obecný problém výzkumu mladých demokracií.

Lijphartovy závěry se na vzorku zemí, nacházejících se mnohdy v podmínkách odlišných od západních demokracií, nicméně snažila otestovat Jessica Fortinová (2008), jež se rozhodla kompletní Lijphartovu metodu (byť s odůvodněnými částečnými alternativami ve výběru proměnných) aplikovat na data pocházející z 19 postkomunistických států východní Evropy. Ačkoli se jí podařilo identifikovat některé ze znaků, které se částečně podobaly Lijphartovým výsledkům, z jejích závěrů vyplynulo, že o srovnatelnosti výpovědí nelze v případě původních (Lijphartových) a nových dat hovořit. Hlavním závěrem Fortinové byla absence většiny pravidelných vzorů mezi indikátory, jež objevil Lijphart. Fortinová tak potvrdila předběžné, dřívější závěry Andrewa Robertse (2006), který po zahrnutí vybraných východoevropských případů do Lijphartovy analýzy pozoroval snížení pregnantnosti závěrů.[3]

Jelikož Fortinová při výzkumu nutně musela slevit z podmínky určitého stáří demokratických režimů, jejím mnohem jednoznačnějším závěrem byl důkaz relativity Lijphartových praktických doporučení pro nové demokracie (uváděných nad rámec samotné typologie, například Lijphart 1991). Obecně nalezla pozoruhodné výsledky týkající se východoevropských zemí: Dle výsledků její analýzy například nelze tvrdit, že ve východní Evropě větší počet stran (Lijphartem vnímaný jako konsensuální, ergo pozitivní prvek) koreluje s kvalitnější demokracií, neboť zde automaticky nevede k aktivnějším opozicím (Fortin 2008: 210). Tento úkaz je v regionu SVE naopak třeba vnímat jako rizikový element. Fortinová shrnuje, že i když od vybraných konsensuálních prvků lze očekávat pozitivní vliv na kvalitu demokracie, nelze přijmout kompletní balík nástrojů typických pro konsensualismy a pokoušet se je en bloc aplikovat na demokratizující se systémy (Ibid., 216).

Podobně zmíněný Andrew Roberts (2006: 37-38) uvádí, že jím zkoumané, relativně konsolidovanější středo- a východoevropské země lze vzhledem k Lijphartově teorii klasifikovat jako hybridní – tj. ani konsensuální, ani majoritární, a že tedy není jisté, zda lze dospět k potvrzení Lijphartem předpokládaného vlivu na kvalitu politických výstupů. To také znamená potřebu brát ve zvýšené míře v potaz kontext a historické okolnosti daných zemí.

Roberts (Ibid., 40 a n.) konkrétně dospěl k tomu, že v exekutivně-stranické dimenzi je středoevropským a východoevropským zemím vlastní konsensuální (čti rozsáhlý) stranický systém, převládající typ kabinetů i stabilita (délka trvání) vlád, ovšem v kombinaci s uplatněním majoritárních (čili vysoce nepoměrných) volebních systémů. Ve federálně-unitární dimenzi je nejednoznačnost obdobná – majoritární (nekorporatistické) struktury zájmových skupin a majoritární (unitární, centralizované) zřízení zde koexistuje spolu s konsensuální nezávislostí centrálních bank a ústavních soudů. Statistické výsledky zde navíc nedosahují takové jednoznačnosti jako v Lijphartově díle a dospívají spíše ke třem, nikoli dvěma skupinám systémů s obdobnými vlastnostmi.

Díky těmto závěrům se zdá, že není třeba znovu aplikovat původní Lijphartovu typologii na data z východní Evropy (ať už je příčinou podoba typologie či specifika regionu). Fortinová jasně uvádí, že nejrozumnějším postulátem je předpokládat, že v lijphartovském smyslu v jí zkoumaných státech neexistuje ani jedna z obou dimenzí (EP, FU). Částečným vysvětlením (alespoň pro dimenzi FU) je právě jiná povaha vzorku (Fortin 2008: 207) – například ve východní Evropě nenalezneme, s výjimkou Ruska, žádné typické federace. Z hlediska závěrů panuje mezi oběma autory shoda: Příslušnost zkoumaných zemí ke skupině států reformovaných hromadně následkem vnějšího šoku v rámci třetí vlny demokratizace může mít vliv na podobu institucí ve zkoumaných státech (Fortin 2008: 208; Roberts 2006: 59) a „[Lijphartem nalezené] vzory mohou být důsledkem kontextu, ve kterém se jeho země demokratizovaly“ (Roberts 2006: 54). To by mohlo být označeno za potenciální argument, proč Lijphartovu typologii nepovažovat za univerzální nástroj.[4] Je tedy třeba hledat takový nástroj, který by bylo možno uplatnit i na jiné než tradiční případy.

Poslední poznámkou v této podkapitole je reakce na preskriptivní rozměr Lijphartových textů. Zástupci kritiků tohoto rysu jsou například Foweraker a Landmann (2002: 47), kteří Lijphartovo tvrzení o nadřazenosti vybraných institucionálních nastavení označují za „čistě spekulativní“, neboť skupina zemí, které Lijphart označuje za systémy s nejvyšší kvalitou ukazatelů, například těžila z konkrétních historických okolností (přijetí Marshallova plánu, začlenění do NATO apod.).

 

3.2 Kritérium konceptu a metody

Kritici z této skupiny zpravidla uznávají Lijphartův přínos pro politickou vědu, ale zpochybňují teoretické komponenty jeho modelu. Základy Lijphartovy teorie podrobuje empirické evaluaci například Nils-Christian Bormann (2010). Jako problematické (vedle silného uplatnění predikce a preskripce) vidí zejména zjednodušení při převedení indikátorů dvou dimenzí na jednodimenzionální výsledky (například Lijphartem ne zcela dořešenou otázku existence dvou doplňkových teoretických kategorií v jeho díle – federálních majoritarismů a nefederálních konsensualismů). Bormann se dále zabývá faktickým zahrnutím prostě-většinových („plurality“) demokracií mezi majoritarismy, jejichž definičním znakem by však měla být vláda těsné většiny (viz též Nagel 2000 dle Kaiser at al. 2002a: 313). Dochází tak k záměnám principu absolutní většiny s většinou prostou, i když oba případy mají zcela odlišnou inkluzi preferencí. André Kaiser problém shrnuje tak, že struktura Lijphartova kontinua tím pádem empiricky neodpovídá reálnému spektru demokratických režimů.[5]

Jako problematické místo Lijphartovy teorie je vnímán i ukazatel dominance vlád, tj. délka jejich trvání. Ta nemusí souviset se skutečnou dominancí kabinetu, protože do problému vstupuje velké množství proměnných (Vatter 2009: 133; Ganghof 2005: 411-412). Nejistotu ohledně této proměnné ostatně diskutuje i sám Lijphart (Ibid.).

Rozsáhlou systematickou reakci na Lijphartovu teorii představil německý politolog Steffen Ganghof (2005; 2010), jehož alternativní návrh je v tomto článku dále rozebrán. Ganghof zpochybnil samotné základy Lijphartovy typologie coby teoreticky nekoherentní a příliš zjednodušující. Zásadním problémem podle něj je, že Lijphart slučuje institucionální aspekty politických systémů spolu s behaviorálními vzory jednání (Verhalten) do jednoho univerzálního celku. Za konceptuálně zodpovědnější považuje postavit se k problematice demokratických typů čistě institucionalisticky. Ganghof z teoretického hlediska vidí měření demokratických typů nejlépe jako záležitost dvou dimenzí – s ohledem na 1) disproporcionalitu volebního systému a 2) strukturu (kvazi)legislativních vetujících (blokujících) aktérů. Touto metodou navrhuje rozlišovat nikoli dva, ale tři základní modelové typy demokracie – 1) prostě-většinový (tj. postavený na většině typu plurality), 2) (skutečně) majoritní (čili absolutně-většinový) a konečně 3) supermajoritní (Ganghof 2005: 407).

Lijphartova konceptualizace dle Ganghofa (2005: 408-411) dále nesprávně slučuje dvě různé úrovně uplatnění rozhodovacích procesů, a sice volbu zástupců a samotný zákonodárný proces. Proto nelze poznat, jaká fáze má být při typologizaci demokracie rozhodující (jde o většinu hlasů či mandátů? Je úroveň zákonodárství nadřazená úrovni voleb, anebo jsou rovnocenné?).[6]

Další kritiku Lijphart od Ganghofa sklízí za volbu ukazatelů, resp. za samotné pojetí dimenze EP (Ganghof 2005: 411-412; 2010: 679-684) – vedle problematicky ospravedlnitelného měření délky trvání kabinetů coby indikátoru dominance exekutivy nad legislativou je to především frekvence jednotlivých typů koalic coby ukazatel exekutivní inkluze. Dimenze EP u Lijpharta obsahuje otázku inkluze kabinetu, která se má „konceptuálně blížit“ rozdílu mezi majoritárními a konsensuálními případy. Nabízející se indikátor inkluze vlády, tj. veřejnou podporu kabinetu (vyjádřenou jako součet hlasů koaličních stran) Lijphart odmítá, neboť nezapadá do jeho modelu. Neexistuje totiž jednoznačný vztah korelace mezi efektivním počtem stran a podporou vlády.[7] Lijphart volí indikátor zachycující frekvenci kabinetních typů, do kterého zvnějšku zasahuje na základě toho, že bere v úvahu i převládající vzorce jednání (což Ganghof odmítá). Operacionalizace a validita tohoto měření je proto údajně „záhadná“ (Mainwaring 2001: 172 dle Ganghof 2005: 412), neboť o míře inkluze empiricky nic nevypovídá.[8] Silná korelace s efektivním počtem stran je navíc zavádějící: jak dokázal již Taagepera (2002a), jedná se vlastně o komplikovanější měření samotného efektivního počtu stran. Velikost N způsobuje logické omezení proveditelnosti jednočlenných většinových kabinetů, takže Lijphartovo měření frekvence jednočlenných a minimálně vítězných vlád je pouze rozšířením, jakousi vizualizací toho, co efektivní počet stran vlastně popisuje (Ganghof 2010: 683, Taagepera 2002).[9]

Neméně zajímavou otázku představuje problém, jak vlastně rozumět jednotlivým typům vlád a jakým způsobem je klasifikovat. (Spíše než o kritiku se zde jedná o artikulování různých názorových pozic.) Jednotliví autoři se totiž neshodují na jednoznačném pořadí typů kabinetů podle míry jejich „konsensuálnosti“. Finální pozice v této otázce do velké míry závisí na tom, zda má být menšinová vláda, z definice závislá na ad hoc legislativních koalicích, považována za příznak konsensualismu, a pokud ano, tak zda jí má být přiznána stejná váha jako vládě nadbytečné.

 

4. Alternativní koncepty

Dva následně představené koncepty vymezující se vůči Lijphartovi lze vnímat jako příspěvky do lijphartovské debaty, avšak nelze od nich očekávat ani propracovanost srovnatelnou s Lijphartovým originálním dílem, ani definitivní usazení všech ukazatelů. Je nutno je vnímat jako součást dosud probíhající diskuse.

Oběma konceptům je společná metoda konfrontace dvou nezávislých dimenzí, přičemž jedna dimenze vždy přímo souvisí s inkluzí preferencí a druhá popisuje buď institucionální strukturu, nebo šance voličů na změnu situace. Výzkum demokratických typů založený na dvojdimenzionálním srovnání je kompatibilní s klasickým měřením demokracie (resp. polyarchie).

Předpoklad empirické dvoudimenzionality při zkoumání politických systémů souvisí s tezí o rovnováze mezi principem efektivity a principem reprezentace. Lze jej navázat například na dílo Roberta Dahla (1971), jenž pracoval se vzájemně nezávislými dimenzemi soutěživosti a participace (inkluze; Coppedge et al. 2008: 633; Stoiber – Abromeit 2006: 3).

Typologie, které jsou v jádru postaveny na více než jedné dimenzi, mají jinou povahu než originální, unidimenzionální typologie Lijphartova. Lze na ně nahlížet jako na pokusy o změnu perspektivy, o doplnění základního rozporu sekundárním, zpřesňujícím hlediskem. Rozšíření počtu dimenzí může znamenat snížení rizika nekorektních závěrů při posuzování ambivalentních či obtížně uchopitelných případů (například post-transformačních režimů). To může být při analýze východoevropského areálu zřetelná výhoda, pokud nechceme nebo nemůžeme zvolit opatrný Lijphartův přístup (pracující s podmínkou existence stabilní demokracie po určitou dobu).

Esenciální logika vícedimenzionálních typologií je navíc odlišná i vzhledem ke zkoumání demokracie samotné. Hodnota informace o míře inkluze je sama o sobě omezená. Vysoká inkluze může být znakem kvalitní demokracie stejně jako totality. Popis a měření dalších dimenzí tedy poskytují potenciálně realističtější kontextuální informaci, jelikož „Jediný ukazatel zahaluje jakýkoli vzor interakce mezi komponentními proměnnými, takže dosažitelnou informaci spíše redukuje, než zlepšuje“ (Barsh 1993: 102 dle Foweraker – Krznaric 2000: 775). Samozřejmě neplatí vždy, ale ovlivňuje to obecně míru rizika. Druhá dimenze vnáší do měření doplňkový konstitutivní prvek (například určitý indikátor efektivity systému). Funkční politické instituce by měly být nejen dostatečně inkluzivní, ale zároveň i efektivní, potažmo autoritativní (Gerring et al. 2005: 569), a dobře zvolené ukazatele mohou tuto otázku postihnout.

 

4.1 Inkluze versus institucionální struktura (Ganghof)

První představený koncept je dílem Steffena Ganghofa (2005; 2010). V situaci po Taageperově (2002a) důkazu, že inkluzivita coby princip není přímým důsledkem vysokého efektivního počtu stran, a ve světle své argumentace, že dimenzi institucionální vetostruktury je třeba vnímat spíše jako problém, který konceptuálně náleží do sféry federativně-unitární (FU) spíše než do exekutivně-legislativní (EP) dimenze, Ganghof navrhuje, že klíčová otázka podoby exekutivy by měla být spíše výsledkem interakce všech zmíněných faktorů než pouhým definičním komponentem dimenze EP (Ganghof 2010: 680).[10] Dále uvádí, že je třeba důsledně rozlišovat mezi legislativní a exekutivní dimenzí a neslučovat jejich projevy do jednoho celku, neboť tím může dojít k nesprávné interpretaci základních rozdílů mezi případy.

Ganghof svou argumentaci otevírá (v souladu s diskusí, jíž započal Nagel 2000) prvotní otázkou, jaká část voličů podporuje danou vládu či legislativní koalici. Odpověď může teoreticky nabývat hodnoty v intervalu 1 (pokud je aktuální vláda diktaturou jedince) až po N (prakticky nereálný případ jednomyslnosti všech voličů). Jako empiricky relevantní odlišuje obdobně jako Nagel především tři modelové případy: (reálně) majoritní demokracii, kdy se vláda opírá zhruba o těsnou absolutní většinu voličů (pásmo kolem míry podpory N/2 + 1), dále pak prostě-většinovou (plurality) demokracii (s podporou zřetelně pod úrovní N/2 + 1) a nakonec „supermajoritní“ typ s podporou v pásmu zřetelně nad středovou hodnotou (Ganghof 2005: 413). Navrhovaným empirickým indikátorem podpory vlády je kombinovaná veřejná podpora, operacionalizovatelná jako součet podílů volebních hlasů pro vládní strany, přesnějším indikátorem by však byla reálná podpora legislativní koalice (viz kap. 4.3). Podobu Ganghofem navrhovaného spektra demokracií znázorňuje následující schéma, zahrnující uvedený princip měření podpory i požadavek na dvoudimenzionální charakter modelu:

 

 

Schéma č. 1: Teoretické typy parlamentních demokracií (dle Ganghof 2005: 414)[11]

 

Výchozí otázkou zde je, jaká minimální část volebních hlasů je nutná

1) k dosažení absolutní většiny v parlamentu (v klíčovém legislativním tělese), jež obvykle umožňuje schvalovat běžné zákony, a

2) ke změně institucionálního statu quo (čili – řečeno terminologií teorie her nebo teorie vetujících aktérů – k dosažení oprávnění změnit pravidla hry).

Stejně jako v dalších obdobných modelech ukazuje tedy Ganghofovo schéma na velkou důležitost hraničních a extrémních případů, které pomáhají definovat teoretické kategorie.

První otázku ve schématu naznačuje osa y s hodnotami v intervalu <1; N/2+1>. Tato dimenze je podstatně ovlivněna používaným volebním systémem coby klíčovým institucionálním prvkem, z čehož vyplývá, že typ demokracie se může významně změnit vlivem volební reformy (Ganghof 2005: 416). Komplementární druhá otázka je vyznačena na ose x, možný interval je zde <0; N/2-1>. Jedná se vlastně o zobrazení síly struktury vetujících aktérů dané země. Podobně jako u Lijpharta jsou různí extraparlamentní vetující aktéři z této perspektivy považováni za pojistku, „kompenzaci“ nahrazující chybějící potenciální supermajoritní struktury v parlamentu (Ibid.). Ganghof nabízí dvě praktické cesty, jak tento model uplatnit: v prvním případě je osa y operacionalizována jako disproporcionalita volebního systému, v druhém případě jako inkluze preferencí na úrovni exekutivy.

Demokratické režimy lze pak na výchozím modelovém schématu shromáždit kolem naznačené diagonální osy. Věnujme však pozornost tomu, že se zde jedná o jinou logiku než v Lijphartově případě. Zdejší „supermajoritní“ kategorie v podstatě odpovídá Lijphartovu konsensualismu, kategorie „majoritních demokracií“ je teoreticky shodná se svým lijphartovským protějškem a kategorie prostě-většinových („plurality“) demokracií je teoretickým podchycením fenoménu, který v realitě splývá s Lijphartovými majoritarismy, ačkoli jej Lijphart částečně opomíjí. Lze tedy hovořit jednak o reakci na nedostatečnost Lijphartova modelu, jednak o rozšíření jeho záběru.

Z logiky věci není v Ganghofově návrhu dostatečné místo pro demokracie prezidentského typu. Model pracuje s předpokladem, že centrem moci zkoumaných případů bude dominantní (obyčejně dolní) komora zákonodárného tělesa a jí podporovaná vláda. Zahrnutí dalšího centra moci by model zkreslilo (více viz Bormann 2010). To je nedostatek, který je vlastní celé řadě metod, a tak se nabízí otázka, zda jsou různé druhy systémů existujícími nástroji současně postihnutelné. Celkově lze Ganghofův záměr považovat za krok správným směrem – oddělení institucionálních a behaviorálních aspektů a zpřesnění konceptu umožňuje přispět k překonání zjednodušení a empiricky nejasných důsledků Lijphartovy typologie.

 

4.1.1 Aplikace typologie na areál

Za použití mírně upravené Ganghofovy metody[12] jsem vytvořil dva grafy. První verze dimenzi vetujících bodů doplňuje o dimenzi (dis)proporcionality volebního systému, druhá verze namísto toho pracuje s inkluzivitou vlád.

Společným prvkem obou verzí typologie je určení síly institucionální struktury vetujících aktérů. Při konstrukci tohoto „vetopunkt-indexu“ (Ganghofův termín) jsem se snažil následovat Lijphartův i Ganghofův model, čili soustředit se především na silné projevy struktury vetujících aktérů (Lijphart 1999; Ganghof 2005: 416-417). Nástroj jsem se však snažil uzpůsobit tak, aby byly zachyceny reálné rozdíly mezi silnými a slabými aktéry.[13] Primárním cílem měření nebylo srovnat přesné hodnoty s předchozími pracemi, jednalo se především o přesnější zachycení relativních rozdílů mezi systémy.

Nejpřesnějším postupem by patrně bylo sebrat data o konkrétním jednání jednotlivých vetujících aktérů a o kontextu, častosti uplatnění a výsledcích aplikace jejich pravomocí ve všech zahrnutých státech. To by však nebylo technicky možné a ani příliš výhodné s ohledem na obtížnou porovnatelnost. Proto jsem se omezil na zkoumání formálních pravidel legislativních a exekutivních procesů.

Celkem jsem zkoumal 12 proměnných s vazbou na strukturu vetujících aktérů, které jsem roztřídil do čtyř kategorií. Vetující body jsem rozdělil na silné a slabé podle očekávaného působení a častosti využití (tj. reálné „hrozby“ pro vládu). Každému silnému vetujícímu bodu byla přiřazena hodnota 1, slabému pak 0,33. Na výsledném grafu tedy posouvá existence silného vetujícího bodu či aktéra (například nezávislé horní parlamentní komory) danou zemi o stejnou vzdálenost, jako celé tři slabé vetobody, jež pro vládu obvykle představují nesrovnatelně menší překážku. Při uvažování o podobě a důsledcích některých vetujících bodů (konkrétně referend) jsem se částečně inspiroval logikou Adriana Vattera (2009), jenž rozlišuje referenda kontrolovaná či pasivní, jež lze považovat za nástroj vládní většiny, a na druhou stranu nekontrolovaná či aktivní, která lze uplatnit ostatními aktéry vůči vládě (ergo musí v porovnání s první skupinou představovat silnější vetující body).

 

Seznam možných vetujících bodů

  • Kategorie Substátní úroveň a federalismus: Přítomnost autonomních regionů (silný; pouze jeden případ), federální struktura státu (silný; pouze jeden případ), volby legislatury na substátní úrovni (slabý), volby exekutivy na substátní úrovni (slabý)
  • Kategorie Instituce: Bikameralismus (silný) nebo subordinovaný bikameralismus (slabý); přítomnost ústavního soudu (slabý; pouze jedna výjimka); silný nebo slabý prezident  v závislosti na Indexu prezidentské moci (IPM) dle Spörer 2004[14]
  • Kategorie Rigidita ústavy: Silný nebo slabý v závislosti na hodnotě Indexu rigidity ústavy dle Armingeon – Careja 2007[15]
  • Kategorie Přímá demokracie: Existence povinného referenda (silný); existence možnosti veta ústavní reformy referendem a/nebo existence lidové iniciativy (slabý)[16]

V případě proměny vetostruktury vlivem institucionální reformy jsem započal novou datovou řadu, aby byl vliv změny struktury patrný.[17]

Tab. č. 2: Hodnoty „vetopunkt-indexu“ pro zkoumané státy[18]

Stát (období) {počet volebních cyklů }

Substátní úroveň a federal.

Instituce

Rigidita ústavy

Přímá demokracie

Celkem ≈

Česko {7}

0,33

0,99

1

0

2,33

Slovensko (1992-2001) {4}

0

0,66

1

1,33

3

Slovensko po reformě (2002-2010) {3}

0,66

0,66

1

1,33

3,66

Polsko (1991-1996) {2}

0,33

1,66

0

0

2

Polsko po r.

(1997-2010) {4}

0,33

1,66

1

0,33

3,33

Estonsko {5}

0

0,66

1

1

2,66

Lotyšsko {6}

0

0,66

1

1,33

3

Slovinsko {6}

0

0,99

1

0,33

2,33

Srbsko (2000-2010) {4}

1

0,66

1

0,33

3

Černá Hora (1998-2010) {5}

0

0,66

1

0,33

2

Rumunsko (1990-2007) {5}

0,33

2,33

1

1

4,66

Rumunsko po r. (2008-2010) {1}

0,66

2,33

1

1

5

Bulharsko {6}

0,66

1,33

1,33

0

3,33

Maďarsko {6}

0

1,33

1

0,33

2,66

Litva {5}

0

1,33

1

1,33

3,66

Makedonie {6}

0

0,66

1

1,33

3

Albánie (1991-2000) {4}

0,33

1

1

0

2,33

Albánie po r. (2001-2010) {3}

0,33

0,66

1

0,33

2,33

Chorvatsko (1990-1999) {3}

0,33

1,66

1

1

4

Chorvatsko po r. (2000-2010) {3}

0,33

1,33

1

1

3,66

Bosna a Hercegovina {5}

1,33

2,33

1

0

4,66

 

Zdroj: Vlastní kalkulace s využitím Beck et al. 2010, Armingeon – Careja 2007, Spörer 2004, Lijphart 1999, Ústava České republiky, Ústava Republiky Srbsko (verze 1990 a 2006), Ústava Republiky Černá Hora (verze 1992 a 2007), Ústava Republiky Bosna a Hercegovina, Ústava Albánské republiky

 

Při výpočtu míry disproporcionality jsem podobně jako Lijphart použil Gallagherův index (LSq), který je všeobecně akceptovaným indikátorem odchylky volebního systému od čisté proporcionality. Jeho výhodou je to, že díky umocňování dává větší váhu výrazným odchylkám:

Celková operacionalizace této verze typologie je tedy patrná ze schématu:

 

Schéma č. 2: Indikátory (Ganghof I) (vlastní náčrt)

 

Druhá verze Ganghofova návrhu je založena na kombinaci struktury vetujících aktérů s hodnotou inkluze preferencí na exekutivní úrovni, měřené jako součet volebních preferencí stran ve vládě. Toto by měl být přesný indikátor exekutivní inkluze pro kabinety disponující většinou (viz Ganghof 2010: 683) a za stávajících podmínek relativně nejpřesnější indikátor pro kabinety menšinové. Vycházím z toho, že Ganghof jej při ukázce svého modelu (Ganghof 2005) nepoužil jen proto, že chtěl demonstrovat rozdíly mezi svou a Lijphartovou technikou a chtěl přitom vycházet ze stejných dat. Lijphartova data však neobsahují bližší údaje o složení koalic, nýbrž pouze o frekvenci kabinetních typů. Druhá empirická verze Ganghofovy typologie má tedy následující podobu:

 

Schéma č. 3: Indikátory (Ganghof II) (vlastní náčrt)

 

4.2 Inkluze versus responsivita a alternace (Kaiser)

Druhý představený alternativní koncept dimenzi inkluze preferencí doplňuje o dimenzi efektivity systému, konkrétně zodpovědnosti, citlivosti (responsivity) nebo šance na změnu vlády (alternace). Pochází z dílny Andrého Kaisera a jeho kolegů (Kaiser et al. 2002a; Kaiser 2002b). Na rozdíl od Ganghofova modelu se nejedná o ucelený koncept, ale spíše o předběžný návrh na typologii, jehož těžiště jsem se snažil uchopit a operacionalizovat.

Základní tezí Kaiserovy metody měření demokratické výkonnosti je, že dimenze inkluze preferencí, jež zachycuje podíl preferencí voličů podílejících se na politických rozhodnutích (a která více méně vychází z Lijphartova modelu), musí být vždy doplněna takovou dimenzí, která bude měřit šanci na změnu situace. Jinými slovy, maximálně inkluzivní systém, který je lijphartovským ideálem konsensuálního rozhodování, vidí Kaiser jako nebezpečný, neboť představuje obtížně zpochybnitelnou mocenskou strukturu, která nedává šanci opozici – „těm  druhým“, kteří aktuální politiku vlády nepodporují.

Kaiser podobně jako Ganghof odvíjí svou logiku od Nagela (2000), takže inkluzi preferencí považuje za klíčový faktor rozlišení jednotlivých typů demokratických režimů. Souhlasí i s tezí, že rozlišení dvou demokratických typů je nedostatečné. Jestliže spolu s Nagelem připustíme, že kromě skutečných majoritarismů existují minimálně i systémy založené na prosté většině (plurality), kategorie skutečně majoritárních režimů se tím podobně jako v Ganghofově pojetí posouvá do středu spektra. A právě tento střed Kaiser explicitně – alespoň na úrovni teoretického uvažování – považuje za kategorii s nejvyšší demokratickou kvalitou.

Kaiser zmiňuje kritiky konsensuální demokracie, kteří Lijphartem protežovaný model považovali za nebezpečný, protože má sklony k vytváření stranických paktů, což paradoxně může vést ve skutečnosti ještě k většímu vyloučení voličů, než v případě systémů nekonsensuálních. Extrémním případem takového vyloučení je trvalá nestranická koalice. Všezahrnující inkluze teoreticky vede ke sníženému potenciálu pro obměnu vlády. Volby tak ztrácí svou primární funkci zpětné sankcionizace (Kaiser et al. 2002a: 313-314). Kaiser tím dochází k nutnosti doplnit dimenzi inkluze o dimenzi „responsivity“, odpovědnosti či citlivosti systému na požadavky, kterou definuje jako vládu v souladu s preferencemi lidu.[19] Mezi oběma dimenzemi má podle Kaisera platit nepřímá úměra. V zastupitelských demokraciích má existovat kompromis či rovnováha mezi systémovou inkluzivitou (prospektivní princip) a mírou responsivity (retrospektivní, evaluační princip).

Responsivitu můžeme konceptualizovat jako naději na alternaci, tj. existenci přijatelné šance, že lze vyvinout tlak na vládu a zvolit si alternativu (jinou vládu). Pokud je šance na proměnu složení vlády velká, stačí k tomu jen poměrně malá část voličů. Lze předpokládat, že reálná možnost alternace bude mít pozitivní vliv na vládu v podobě pobídky k zodpovědnému chování (Kaiser et al. 2002a: 315). Součinnost či rovnováha obou dimenzí určuje podobu strukturování politických institucí a nakládání s voličskými preferencemi.

Za měřítko inkluze Kaiser (podobně jako Ganghof) považuje podporu kabinetů, jež souvisí s disproporcionalitou volebního systému. Responsivitu systému však Kaiser nijak neoperacionalizuje – pouze uvádí, že je dána mírou proporcionality volebního systému a počtem relevantních stran. Proto je její aplikace poněkud volnější a měla by splňovat jen následující teoreticky formulované principy (Kaiser et al. 2002a: 317-319):

 

1)      Čím více disproporcionální systém je, tím více (ceteris paribus) vzrůstá šance, že menšinový podíl hlasů povede k získání většinového podílu mandátů. Vysoce disproporcionální systém tedy umožňuje alternaci i na základě malých změn na volební úrovni (protože stačí malá skupina původních voličů vlády, kteří změní názor). A vice versa, čistě proporcionální systém naopak vyžaduje skutečně podstatnou změnu názoru většiny voličů, aby se proměna promítla do úrovně vládnutí.

2)      Šance na (významnou) alternaci teoreticky klesá s tím, čím více relevantních stran existuje v systému a čím více polarizovaný systém je (viz notorický příklad, že změna vlády ve dvoustranických systémech je častá a zpravidla kompletní).

 

Kaiser tedy argumentuje tím, že vysoká systémová inkluzivita se teoreticky vyskytuje v rovnováze s nízkou responsivitou a naopak. Ekvilibrium mezi oběma principy v daném systému se promítá do podoby volebního systému: Disproporcionální systém (vzájemně se podporující s „prostě-většinovým“ nastavením) je charakterizován malou inkluzivitou a velkou šancí na alternaci, zatímco proporcionální systém (s tendencí k symbióze s konsensuálním typem demokracie) vede k rozsáhlejší inkluzi a zároveň ke snížené šanci na alternaci[20] (Kaiser et al. 2002a: 321; 200b: 447-448).

Následující schéma tuto situaci osvětluje a zpřehledňuje:

Schéma č. 4: Teoretické spektrum parlamentních demokracií (dle Kaiser et al. 2002: 319)

 

Jelikož Kaiser očekává vzájemně se vylučující vztah obou ukazatelů, lze zkoumané systémy přibližně shromáždit kolem naznačené diagonální osy. Body v blízkosti obou extrémů diagonály (hodnoty [0;1] a [1;0]) se vyznačují minimální demokratickou kvalitou, protože absence „výkonnosti“ systému v jedné či druhé dimenzi činí demokracii nefunkční (teoretická jednomyslnost všech voličů nebo zvolená diktatura). Nejkvalitnější systémy lze naopak teoreticky očekávat v oblasti kolem středu grafu, který odpovídá centru Nagelova (a Ganghofova) „skutečně většinového systému“ (majoritarian democracy proper; Kaiser et al. 2002a: 325; 2002b: 448), a to s následujícími atributy:

  • Inkluze se pohybuje kolem hodnoty 50 % + 1, protože ostatní případy vedou k nadprezentaci minorit, kdy jsou rozhodnutí buď činěna menšinou (v prostě-většinových systémech), nebo má menšina možnost vetovat rozhodnutí většiny (v konsensuálních systémech).
  • Responsivita, citlivost systému je ve středu spektra, což značí realistickou šanci na alternaci vlády bez nadprezentace menšin, čili vlády mají stejnou šanci na setrvání u moci jako na potrestání. Institucionální struktura tedy nenapomáhá ani současné koalici, ani opozici a rozhodnutí voličů má potenciálně nejvyšší sílu. [21]

 

Jistou alternativou k složitější dimenzi responsivity je přímočará dimenze skutečné alternace (Kaiser 2002b: 449-450), definovaná jako obměna stranického obsazení kabinetu. Jak vyplývá z navržených rozdílů mezi demokratickými režimy, stejně jako responsivita by alternace měla se stoupající inkluzí klesat.

 

4.2.1 Aplikace typologie na areál

Co se týče první verze Kaiserovy typologie, dimenze inkluze je stejná jako v Ganghofově případě, a operacionalizuje se tedy jako součet podílů volební podpory vládních stran. Dimenze responsivity však při operacionalizaci i aplikaci představuje relativně problematický bod. Jak již bylo uvedeno, Kaiser (2002a) zatím neuvádí žádný konkrétní způsob, jak index vypočítat – koncept je ve stadiu návrhu a k dispozici je zatím několik konceptuálních poznámek. Protože není zřejmé, jakou váhu oběma konstitutivním prvkům (totiž disproporcionalitě a počtu relevantních stran) přiřadit, rozhodl jsem se za situace absence dalších informací jít nejpřímější cestou a dospět k jakési základní hodnotě indexu responsivity bez snahy o převedení hodnot do intervalu <0;1> s tím, že primárním cílem jsou v tomto případě relativní rozdíly mezi jednotlivými státy a že sekundární úpravy bude možno případně provést po zpřesnění definic. To má přirozeně vliv na charakter výsledků, stejně jako na případné hodnocení užitečnosti typologie. Pracovní hodnotu indexu responsivity jsem odvodil z hodnoty Gallagherova indexu disproporcionality, od níž jsem odečetl hodnotu diference od efektivního počtu stran modelového dvoustranického systému. Vycházel jsem přitom z následujícího:

  • Hraniční případ nulové responsivity (tj. levý dolní roh na schématu č. 4) by se měl v souladu s Kaiserovými teoretickými črtami vyznačovat absolutní proporcionalitou. Se vzrůstající responsivitou tedy musí vzrůstat index disproporcionality (LSq).
  • Opačný konec spektra, hraniční případ nejvyšší responsivity (pravý dolní roh) by měl nastat v situaci, kdy je v systému co nejméně relevantních stran. Předpokládám, že nejmenší možný počet stran v demokratickém systému, jenž zároveň sám o sobě představuje nejvyšší šanci na alternaci vlády, je 2 (modelový bipartismus; NS = 2).
  • Za situace absence bližších informací uvažujme hodnotu disproporcionality jako základ pro responsivitu, snížený o takovou hodnotu N, která představuje rozdíl daného stranického systému a perfektního bipartismu, čili

r = LSq – (NS – 2)pro NS ≥ 2

kde r je responsivita, LSq je index disproporcionality, NS je efektivní počet stran na úrovni parlamentu.

 

V tomto případě není podle mého názoru dostatečně odůvodněný dodatečný převod nebo vážení hodnot s cílem dospět uměle do intervalu <0;1>, protože vlivem absence informace o důležitosti prvků a dalších detailů by se zbytečně snížila přesnost. Jde koneckonců pouze o zachycení relativních rozdílů.[22] Index, který by byl v souladu s původním návrhem normalizován do intervalu <0;1>, by samozřejmě byl proveditelný, ale vyžadoval by systematičtější konceptualizaci. Výsledná podoba grafu vypadá takto:

 

Schéma č. 5: Indikátory (Kaiser I) (vlastní náčrt)

 

Druhý, alternativní Kaiserův model rovněž pracuje s dimenzí inkluze, tu ale doplňuje poněkud jednodušší dimenzí alternace. Kaiser (2002b) představuje tři různé způsoby, jak alternaci operacionalizovat. Metoda „Alternace I“ je nejméně přesná a zároveň nejméně citlivá k periferním obměnám kabinetů. Spočívá v zaznamenání hodnoty 1 v případě, kdy dojde ke kompletní obměně vlády. „Alternace II“ je postavena na rozlišení dominantní strany vlády a jejích menších partnerů. Za dominantní se pokládá strana, jež kontroluje více než polovinu koaliční části zákonodárného tělesa. V tomto případě se kromě změny dominantní strany (hodnota 1) hledí i na změny z dominance na periferní status a opačně (hodnota 0,5). Nejpřesnější metodou je patrně „Alternace III“, která je inspirovaná prací Strøma (1990: 125 dle Kaiser 2002b: 449). Ta je založena na zahrnutí vlivu všech vládních členů a počítá s agregovanými podíly všech stran, které změní status (koaliční versus opoziční). Kompletní obměna má tedy hodnotu 1, stav beze změny 0.

V této práci jsem vycházel z metody Alternace III, aplikované na časovou jednotku volebního období. Konkrétně jsem kromě hodnot 0 (složení vlády beze změny) a 1 (zcela nová vláda) vždy zaznamenal součet podílů těch stran, které se nevyskytovaly v předchozí koalici, ať už byly dominantní, či ne, bez ohledu na typ koalice. Pracuji tedy s politickou stranou coby nejnižší sledovatelnou jednotkou, změny na personální úrovni zanedbávám. Alternativní empirické schéma má následující podobu:

Schéma č. 6: Indikátory (Kaiser II) (vlastní náčrt)

 

4.3 Poznámky k alternativním konceptům

První poznámka se týká porovnání povahy obou aplikovaných typologií. Ganghofův i Kaiserův návrh sdílí společné východisko, tj. inkluzi volebních preferencí. Na jejich dodatečných dimenzích lze demonstrovat konceptuální rozdíl mezi oběma návrhy. Ganghof se soustředí na výsledek interakce pevné institucionální struktury a reálných výstupů pol. institucí. Kaiser naopak pracuje čistě s výstupy, vnějšími ukazateli politického systému. To má pozoruhodné souvislosti: Ganghof má ve svém pozdějším díle (2010) tendenci vytvořit hypotézu o vlivu struktury vetujících aktérů na inkluzi preferencí, což potenciálně znamená nutnost zvýšené obezřetnosti v hodnocení nezávislosti obou dimenzí u druhé verze Ganghofova modelu (vetostruktura versus inkluze preferencí), a vyžaduje si tak další výzkum. Kaiserův model naopak zůstává pouhým „pohledem z venku“. Na druhou stranu, Kaiser svůj model otevřeně spojuje s preferencí konkrétního demokratického typu (skutečného majoritarismu) a nebrání se tomu, aby (analogicky k Lijphartovi) definoval kritéria nejvyšší demokratické kvality – Ganghof nic takového nečiní a zůstává čistě neutrální.

Obě typologie jsou analytické a klasifikatorní povahy, jsou založeny na testování předem vytvořeného, teoretického modelu na empirických datech. Jejich úkolem je přehledné empirické rozvržení a systematické zjednodušení dat. Pomocí operacionalizovatelných proměnných pracují s konkrétními empirickými případy, jejichž umístění se očekává v teoreticky definovaných sektorech. Původní metoda empirické extrakce (například v podobě Lijphartova modelu) je zde vlastně doplněna o teoretické případy (Lehnert 2007: 73-74). Teoretické kategorie jsou zde definovány jako pásma v množině všech konceptuálně přijatelných případů (zde schémata č. 1 a 4). Ty si na logické úrovni zachovávají kategorickou povahu – u Ganghofa kompletní (hranice jsou jednoznačné, byť kvantitativně neurčené), u Kaisera alespoň částečnou (sektory jsou „polootevřené“, jde spíše  o relativní vzdálenosti k extrémům).[23]

Z hlediska empirických závěrů zatím není stanovena jiná než relativní rovnocennost kategorií a výsledných pozic (cf. Lehnert 2007: 64). Vstupní data v obou případech tvoří indikátory kontinuální povahy, což je částečně předurčuje k nekategorickým výstupům. Výsledkem je dvoudimenzionální graf zobrazující relativní vztahy mezi případy. Výsledky je možno popsat pomocí pásem a bodových shluků (clusters), což poněkud komplikuje otázku požadavku na vzájemnou výlučnost, který je na typologie kladen (cf. Collier 2008; Bormann 2010), ale na druhou stranu může jít o výhodu ve smyslu popisu rozdílů, které nejsou tak výrazné, aby mohly vytvořit distinktivní kategorie.[24] Výsledek ve formě kontinua může být (v případě relativní homogenity vzorku) lepší formou sdělení informace než vytváření kategorií (kde hrozí nebezpečí dezinterpretace, že všechny zahrnuté případy jsou si velice podobné).

 

Druhá poznámka se týká problému komparace prezidentských demokracií. Systémy s prezidentskou formou vlády jsou pověstné obtížností svého zařazení mezi demokratické typy (Kaiser et al. 2002a: 321). Ambivalentní vztah k nim zaujímá už Lijphart (1999), jehož typologie není na prezidentské demokracie bez obtíží (resp. bez nesystematických vnějších zásahů ze strany autora) uplatnitelná (Bormann 2010). Ganghof (2005) na jejich typologizaci a priori rezignuje. Analýza prezidencialismů v podobě konceptuálně porovnatelné s analýzou parlamentních systémů se ukazuje být mimořádně složitou, například proto, že koncept institucionalizované opozice (Kaiser et al. 2002a: 323) a praxe legislativních koalic zde funguje na jiném základě a povaha vztahů mezi institucemi je odlišná. Nabízí se otázka, zda je vůbec možno uvedené teorie konceptuálně obohatit o prezidentské demokracie, nebo zda je k takovému kroku nutné vyvinout nový nástroj. Podobná nejasnost mimochodem platí i ohledně pojetí prvků přímé demokracie – na otázku jejich zařazení neexistuje jednoduchá odpověď jak z hlediska konceptu (Vatter 2009: 127), tak z hlediska případných korelací s dalšími faktory (Taagepera 2000: 80).

 

Poslední poznámka se dotýká praktické nemožnosti měření inkluze preferencí na úrovni parlamentu. To je velice výrazný problém, neboť pokud by existovala potřebná data a ověřené nástroje, jednalo by se zdaleka o nejpřesnější potenciální indikátor inkluze celého demokratického procesu, neboť znalost reálné podpory legislativy by výrazně obohatila výpovědní hodnotu měření na všech ostatních úrovních. Nejjednodušším operacionalizovaným ukazatelem pro inkluzi na legislativní úrovni by byla hodnota voličské podpory legislativy (související s dominancí koalice a opozice nebo i jednotlivých stran, klubů a poslanců, obsazení struktur v parlamentu, odlišení typů legislativy podle důležitosti atd.). Vlivem neexistence potřebných dat je ale zatím takové měření neuskutečnitelné (Ganghof 2010: 681) a jedná se spíše o úkol pro budoucí výzkum.


5. Výsledky aplikace alternativních typologií

5.1 Struktura vetobodů versus proporcionalita (Ganghof I)

První graf zobrazuje kombinaci dimenze struktury vetujících aktérů s (dis)proporcionalitou volebního systému. Stejně jako Ganghof podotýkám, že graf z hlediska přípustných hodnot odpovídá pouze výřezu ze schématu č. 2. Dolní a pravý okraj grafu nejsou zároveň konceptuálními hranicemi. Pamatujme rovněž na vliv flexibilního měřítka, určujícího podobu obou Ganghofových grafů.

Graf č. 1: Vetopunkt index versus disproporcionalita

Osa x: hodnota „vetopunkt indexu“ pro dané období

Osa y: průměrná hodnota indexu disproporcionality (Gallagherův index) pro dané období

Přerušované čáry ve všech čtyřech grafech v této kapitole vyznačují aritmetický průměr hodnot na odpovídající ose, oranžová obálka přibližně odpovídá pásmu, resp. centrální oblasti skutečných majoritarismů.

 

Většina zkoumaných států se nachází ve středovém pásmu „skutečně majoritárních“ demokracií (srov. schéma č. 2). Levý horní roh grafu navíc představuje oblast demokracií založených na minimálních restrikcích, tj. proporcionálním volebním systému a minimální síle vetujících bodů nacházejících se mimo parlament. Počítat mezi ně můžeme Slovinsko a Černou Horu. Protější roh je naopak empiricky neobsazený. Mezi „prostě-většinové“ (plurality) parlamentní demokracie (odpovídající pozici Spojeného království v rámci zavedených demokracií) můžeme zařadit Polsko do r. 1996, Albánii a Makedonii. Do přibližného sektoru supermajoritních demokracií (ekvivalent například Švýcarska) můžeme naopak umístit Rumunsko a Bosnu a Hercegovinu. Zajímavostí je, že pouze Polsko se vlivem institucionální reformy dostalo mimo své původní pásmo.


5.2 Struktura vetobodů versus inkluze preferencí (Ganghof II)

V této verzi modelu zůstává dimenze vetostruktury stejná jako v předchozím případě, ale dimenze disproporcionality (osa y) je nahrazena dimenzí exekutivní inkluze.

Graf č. 2: Vetopunkt index versus inkluze kabinetů

Osa x: hodnota vetopunkt indexu pro dané období

Osa y: průměrná hodnota inkluze na úrovni kabinetu pro dané období

 

Druhý graf bohužel nedosahuje absolutní přesnosti, protože namísto potenciálně přesnější podpory legislativních koalic počítá toliko s inkluzí exekutivní (viz kap. 4.3). Dokud nebude možné taková data získat a zpracovat, musíme mít při interpretaci výsledků na paměti, že u případných zemí s tradicí menšinových kabinetů může být vhodné paušálně uvažovat potenciál legislativní inkluze, který by relevantní body posunul výše podle osy inkluze (například v závislosti na častosti menšinových koalic a jejich průměrného podílu v legislatuře).

I omezené výsledky lze však interpretovat: Země jsou kolem průměrné hodnoty podpory vlády rozmístěny víceméně rovnoměrně, nejvyšší hodnotu vykazuje starší Albánie a mladší Rumunsko (zde se jedná pouze o výsledky jediného volebního období, takže tento fakt je třeba brát s velkou rezervou), dále Makedonie a Bosna a Hercegovina. Relativně nejméně podporované vlády vykazuje starší Polsko, starší Rumunsko a Česko. Všechny ostatní země se pohybují v pásmu podpory 45-55 %. V pásmu prostě-většinových demokracií (srov. schéma č. 3) je podle této metodiky opět rané Polsko, tentokrát s Českem. Supermajoritní část grafu obsazuje opět Bosna a Hercegovina a (nyní už jen mladší) Rumunsko.

Pokud indikátor proporcionality zaměníme za indikátor exekutivní inkluze, dojde z absolutního hlediska k výraznému přemístění pouze některých případů. Většina zemí zůstává v blízkosti své předešlé pozice. Význam obou dimenzí je tedy do jisté míry ekvivalentní, země vyznačující se nízkou disproporcionalitou volebního systému jsou často i země s vyšší kombinovanou exekutivní inkluzí a vice versa.


5.3 Responsivita versus exekutivní inkluze (Kaiser I)

Graf č. 3: Responsivita versus inkluze kabinetů

Osa x: hodnota relativní responsivity (disproporcionalita mínus pozitivní diference od modelového dvoustranického systému); r = d – (NS – 2) pro NS 2

Osa y: celková průměrná hodnota inkluze na úrovni kabinetu

 

Tento graf možná představuje vůbec první pokus o aplikaci metody responsivity versus inkluze na reálný vzorek dat. Jak jsem již upozornil, rozpětí hodnot alternace nebylo normalizováno, indikátor responsivity má charakter návrhu, což mj. znamená komplikovanější stanovení přesné hranice mezi „prostě-většinovou“ a „konsensuální“ sférou. Naznačenou diagonální linku jsem vedl uměle tak, aby protnula hodnoty obou průměrů vzorku – proto je nutno ji chápat pouze jako možnost vycházející z empirického rozložení dat. Lze předpokládat, že reálná polopřímka bude v oblasti kolem středu grafu procházet v menší či větší blízkosti od průměru vzorku (přičemž šířku tohoto pásma zatím nelze přesněji odhadnout).

Na ose y se (možná poněkud překvapivě) všechny země pohybují jen v relativně úzkém pásmu kolem padesátiprocentní podpory, takže větší variabilitu do výsledků vnáší pouze prvek responsivity. V grafu se nachází středový cluster (s relativně nižšími hodnotami responsivity u Slovinska a Lotyšska, v menší míře u Bosny a Hercegoviny; tím pádem mají tyto případy relativně blíže konsensuálnímu bodu), na opačném konci a poněkud vzdáleněji od průměru hodnot najdeme Albánii a Makedonii, jež se tak ocitají blíže „prostě-většinovému“ (plurality) bodu. Většina zemí by se dala patrně zařadit do kategorie skutečných majoritarismů (srov. schéma č. 5) a poměrně velká část případů se nachází pozoruhodně blízko předpokládanému bodu, vyznačujícímu se teoreticky vysokou demokratickou kvalitou. Vzhledem k probabilistickému charakteru umístění diagonály a zároveň malým rozdílům mezi body není zatím ospravedlnitelné případy přesněji zařazovat do pásem.


5.4 Alternace versus exekutivní inkluze (Kaiser II)

Graf č. 4: Alternace versus inkluze kabinetů

Osa x: celková průměrná hodnota váženého indexu alternace

Osa y: celková průměrná hodnota inkluze na úrovni kabinetu

 

V druhé verzi konceptu, která na rozdíl od předběžně definované responsivity pracuje s přesnými hodnotami alternace, již můžeme brát větší ohled na umístění bodů vzhledem k diagonále a jejím krajním bodům. Patrně vlivem velmi podobných hodnot inkluze a jejich kumulace ve středním pásmu zůstávají krajní oblasti neobsazené. Většina vzorku má nicméně blíže k „prostě-většinovému“ bodu než ke konsensuálnímu (srov. schéma č. 6). Zaměříme-li se na krajní případy alternace, její nulovou hodnotu pozorujeme u Černé Hory, naopak nejvyšší alternací (tj. kompletní obměnou složení vlády po [téměř] každých volbách) se vyznačuje Litva a Bulharsko. Relativně blízko čistému konsensualismu má Bosna a Hercegovina a Černá Hora. Celkově se dá říci, že alternace je u většiny zemí spíše vyšší, ale malé rozpětí hodnot inkluze spolu s charakterem grafu (pevné měřítko) nevede k určení jednoznačných krajních případů. Na rozdíl od Ganghofova případu dimenze responsivity a alternace spíše nejsou ekvivalentní, pozorujeme zde posun řady bodů i jinak obsazené extrémní pozice.

Z doplňkové kvantitativní analýzy použitých proměnných dále vyplynulo, že ani v jednom případě Kaiserovy metody nelze mezi dvojicemi indikátorů nalézt silné negativní korelace, které Kaiser et al. předpokládá. Slabou korelaci v předpokládaném směru vykazuje jen dvojice obsahující indikátor alternace. (Připomínám, že na rozdíl od responsivity se jedná o přesněji ukotvený indikátor, vedoucí rovněž k jasnějším výsledkům.)

Výsledky aplikace všech čtyř variací představených typologií shrnuje tabulka:

Tab. č. 3: Výsledky Ganghofovy a Kaiserovy typologie

Metoda

„Plurality“, prostě-většinový typ

Skutečné majoritarismy

Supermajoritní, konsensuální typ

Přibližná ekvivalence indikátorů?

Ganghof i (vetostruktura × disproporcionalita)

Rané Polsko, Makedonie, Albánie

(většina států)

Rumunsko, Bosna a Hercegovina

Spíše ano

Ganghof II (vetostruktura × inkluze)

Rané Polsko, Česko

(většina států)

Pozdější Rumunsko, Bosna a Hercegovina

Kaiser i (responsivita × inkluze)

Albánie, Makedonie *

(většina států)

Slovinsko, Lotyšsko (Bosna a Hercegovina) *

Spíše ne

Kaiser II (alternace × inkluze)

(většina států)

Černá Hora, Bosna a Hercegovina *

* Vágní případy (viz komentář ke grafům v textu).

6. Diskuse a závěr

Článek popsal pokus o operacionalizaci a aplikaci návrhů na typologie demokracií autorů S. Ganghofa a A. Kaisera, každý návrh ve dvou verzích, a ověřil funkčnost či kapacitu těchto konceptů pomocí dat z areálu střední a východní Evropy. Výzkum dospěl k závěru, že většina zkoumaných států náleží do sféry, kterou autoři nazývají „reálným majoritarismem“, a jež se tedy vyznačuje skutečně většinově fungujícím systémem (v protikladu k „prostě-většinovému“ a „supermajoritnímu“ modelu).

Představené nástroje je nutno chápat v kontextu popsaných limitů. Sporným bodem je operacionalizace responsivity, což je klíčový koncept první verze Kaiserovy metody. Článek nastolil otázku pro budoucí výzkum, jakým způsobem by se dal zde užitý indikátor responsivity zpřesnit tak, aby co nejlépe odpovídal Kaiserovým konceptuálním črtám.

Problematickým prvkem je i povaha dat z regionu: zatím neřešitelným problémem je jejich relativně malé časové rozpětí v kombinaci s mnohdy dynamickým vývojem postkomunistických zemí. Východoevropské demokracie jsou zkrátka příliš mladé, což může mít negativní vliv na jednoznačnost závěrů. Nalezené vztahy si důrazně žádají další měření z hlediska testování konceptů i zkoumání areálu (což mj. znamená čekání na nová empirická data).

Představené alternativní typologie je možné označit za zajímavé reakce na Lijphartovu logiku komparace. Vyznačují se jednodušší explanační logikou, vyšší mírou abstrakce a širší aplikovatelností. S tím, jak stoupá obecnost těchto nástrojů (díky níž byla například možná aplikace na širší okruh zemí včetně SVE), nevyhnutelně klesá i „jemnost“ dosažitelné informace, tj. jejich diskriminační kapacita (Lehnert 2007: 64). Obě typologie se snaží o uplatnění jednodušších, přímočařejších a (teoreticky) lépe verifikovatelných metod. Jejich výhodou je rozšíření zorného pole, stejně jako větší transparentnost. Jejich síla je však zároveň slabostí, neboť dosažené výsledky je možná nutno (na rozdíl od totálně zaměřených, univerzálně operujících teorií) umístit do patřičného kontextu. Cena, kterou typologie platí za svou obecnost vyplývající z abstrakce, je řádově menší schopnost nominálně kategorizovat jednotlivé případy: pokud je Lijphartovo základní kritérium „majoritarismus versus konsensualismus“ napadáno jako příliš zjednodušující (Bormann 2010), zdají se být alternativní koncepty pouze částečným pokrokem.

Jako užitečnější se zatím (i vzhledem k pokročilejšímu stavu formulování modelu) jeví aplikace Ganghofovy metody. Nezapomeňme však, že rozdíl mezi grafy přímo souvisí s uplatněným měřítkem. U Ganghofa je flexibilní, a stejné rozdíly tak působí jako výraznější. Kaiser et al. vytvořili poněkud striktnější model postavený na teoretické rovnocennosti středových hodnot obou dimenzí, takže graf musí mít pevné měřítko. Na druhou stranu však Kaiserův model zatím nedisponuje přesněji definovanými ukazateli.

Dosažené výsledky demokratických typologií lze vnímat jako příspěvek do lijphartovské debaty i jako krok ke kvalitnější komparaci východoevropských zastupitelských demokracií v situaci, kdy (přinejmenším prozatím) není možné použít tradiční nástroje. Další výzkum by se měl zaměřit 1) na precizaci a testování zkoumaných dimenzí, 2) na otázku, jakým způsobem se postavit jednak k otázce měření inkluze na úrovni legislatury, a konečně 3) na možnosti budoucí vzájemné komparace parlamentních a prezidentských demokracií.

Z praktického hlediska by potenciálně přínosná mohla být i analýza inkluzivity v nových demokraciích z časového hlediska, která by ve spojení s dalšími daty mohla být použita jako jedno z hledisek posouzení demokratizace a stabilizace.

 

Prameny a literatura

Umístění zdrojů  na internetu ověřeno k 29. 10. 2010

Anckar, C. (1997): Determinants of Disproportionality and Wasted Votes, Electoral studies, Vol. 16, No. 4, pp. 501-515. Dostupné online v databázi Elsevier [linkinghub.elsevier.com/retrieve/pii/S0261379497000383], ověřeno 8. 10. 2010

Armingeon, K. – Careja, R. (2007): Comparative Data Set for 28 Post-Communist Countries, 1989-2007, Institute of Political Science, University of Berne. Dostupné online: [http://www.ipw.unibe.ch/content/team/klaus_armingeon/comparative_political_data_sets/index_ger.html], ověřeno 29. 10. 2010

Barsh, R. L. (1993): Measuring Human Rights: Problems of Methodology and Purpose, Human Rights Quarterly, Vol. 15, pp. 87-121

Beck, T. et al. (2010): Database of Political Institutions 2009 (updated 2010), World Bank, Report Nr. wps2283, April 2010; original in: Beck, T. et al. (2001): New tools in comparative political economy: The Database of Political Institutions, World Bank Economic Review, 15:1 (September), pp. 165-176. Dostupné online: [http://siteresources.worldbank.org/INTRES/Resources/DPI2009.xls], ověřeno 29. 10. 2010

Birch, S. (2003): Political Systems and Political Transformation in Post-Communist Europe, Basingstoke & New York, Palgrave Macmillan

Borman, N.-C. (2010): Patterns of Democracy and Its Critics, Living Reviews in Democracy, Vol. 2 (2010), Zurich, Center for Intertnational and Comparative Studies. Dostupné online [http://democracy.livingreviews.org/index.php/lrd/article/view/lrd-2010-3/26], ověřeno 27. 9. 2010

Collier, D. – Laporte, J. – Seawright, J. (2008): Typologies: Forming Concepts and Creating Categorical Variables, in: Box-Steffensmeier, J. M. – Brady, H. E. – Collier, D. (Eds.): The Oxford Handbook of Political Methodology, Oxford, Oxford University Press

Coppedge, M. – Alvarez, A. – Maldonado, C. (2008): Two Persistent Dimensions of Democracy: Contestation and Inclusiveness, The Journal of Politics, Vol. 70, No. 3, July 2008, pp. 632-647. Dostupné online v databázi Cambridge Journals [http://journals.cambridge.org/action/displayAbstract?fromPage=online&aid=1927232], ověřeno 6. 10. 2010

Cranenburgh, O. van – Kopecký, P. (2004): Political Institutions in New Democracies: (Not so) Hidden Majoritarianism in Post-apartheid South Africa, Acta Politica 39(3): 279-96

Croissant, A. – Schächter, T. (2009): Demokratiestrukturen in Asien – Befunde, Determinanten und Konsequenzen, Zeitschrift für Politikwissenschaft 19(3): 387-419

Dahl, R. (1971): Polyarchy: Participation and Opposition, Chicago, University of Chicago Press

Fortin, J. (2008): Patterns of Democracy? Counterevidence from Nineteen Post-Communist Countries, Zeitschrift für vergleichende Politikwissenschaft, 2 (2008): 2, pp. 198-220. Dostupné online v databázi Springer Link [http://www.springerlink.com/content/m4366454558l7646], ověřeno 5. 10. 2010

Foweraker, J. – Krznaric, R. (2000): Measuring Liberal Democratic Performance: an Empirical and Conceptual Critique, Political Studies, Vol. 48, No. 4, pp. 759-787. Dostupné online v databázi Blackwell Synergy [http://www.blackwell-synergy.com/doi/abs/10.1111/1467-9248.00282], ověřeno 1. 11. 2010

Foweraker, J. – Landman, T. (2002): Constitutional Design and Democratic Performance, Democratization, Vol. 9, No. 2 (Summer 2002), pp. 43-66. Dostupné online v databázi Informaworld [http://www.informaworld.com/smpp/content~db=all~content=a714000250~frm=abslink], ověřeno 26. 9. 2010

Ganghof, S. (2005): Normative Modelle, institutionelle Typen und beobachtbare Verhaltenmuster: Ein Vorschlag zum Vergleich parlamentarischer Demokratien, Politische Vierteljahresschrift, 46 Jg. (2005), Heft 3, S. 406-431

Ganghof, S. (2010): Review Article: Democratic Inclusiveness: a Reinterpretation of Lijphart’s Patters of Democracy, British Journal of Political Science, 40 (2010), pp. 679-692. Dostupné online v databázi Cambridge Journals [http://journals.cambridge.org/action/displayAbstract?fromPage=online&aid=7834680], ověřeno 6. 10. 2010

Gerring, J. – Thacker, S. C. – Moreno, C. (2005): Centripetal Democratic Governance: a Theory and Global Inquiry, American Political Science Review, Vol. 99, No. 4, pp. 567-581. Dostupné online [www.bu.edu/sthacker/apsr2005.pdf], ověřeno 26. 9. 2010

ISPO (2010): CODER, databáze volebních výsledků. Online zdroj [http://ispo.fss.muni.cz/coder-databaze-volebnich-vysledku], ověřeno 1. 11. 2010

Kaiser, A. – Lehnert, M. – Miller, B. – Sieberer, U. (2002a): The Democratic Quality of Institutional Regimes: a Conceptual Framework, Political Studies, Vol. 50 (2002), pp. 313-331. Dostupné online v databázi Wiley Online Library [http://onlinelibrary.wiley.com/doi/10.1111/1467-9248.t01-1-00372/full], ověřeno 26. 9. 2010

Kaiser, A. (2002b): Alternation, Inclusion and the European Union, European Union Politics, Vol. 3 (4), pp. 445-458, dostupné online v databázi SAGE [http://eup.sagepub.com/content/3/4/445.short], ověřeno 20. 9. 2010

Lehnert, M. (2007): Typologies in Social Inquiry, in: Gschwend, T. – Schimmelfennig, F. (Eds.): Research Design in Political Science – How to Practice What They Preach, New York, Palgrave MacMillan

Lijphart, A. (1977): Democracy in plural societies: a comparative exploration, New Haven, Yale University Press

Lijphart, A. (1984): Democracies: Patterns of majoritarian and consensus government in twenty-one countries, New Haven, Yale University Press

Lijphart, A. (1991): Constitutional Choices for New Democracies, Journal of Democracy, Vol. 2, No. 1 (Winter 1991), pp. 72-84. Dostupné online v databázi MUSE [http://muse.jhu.edu/journals/jod/summary/v002/2.1lijphart.html], ověřeno 6. 10. 2010

Lijphart, A. (1999): Patterns of democracy. Ggovernment Forms and Performance in Thirty-Six Countries, Yale, Yale University Press

Mainwaring, S. (2001): Two Models of Democracy, in: Journal of Democracy 12, pp. 170–175

Nagel, J. H. (2000): Expanding the Spectrum of Democracies: Reflection on Proportional Representation in New Zealand, in: Crepaz et al. (eds.): Democracy and Institutions. The Life Work of Arend Lijphart, Michigan, The University of Michigan Press

Roberts, A. (2006): What Type of Democracy is Emerging in Eastern Europe?, Post-Soviet Affairs, Vol. 22, No. 1, pp. 37-64. Dostupné online [http://bellwether.metapress.com/content/rhh327j02v64930w], ověřeno 7. 10. 2010

Říchová, B. (2006): Přehled moderních politologických teorií. Empiricko-analytický přístup v soudobé politické vědě, Praha, Portál

Siaroff, A. (1999): Corporatism in Twenty-four Industrial Democracies: Meaning and Measurement, European Journal of Political Research, 36, pp. 175–205

Spörer, D. (2004): Ausmaß, Strukturen und Implikationen präsidialer Macht im postkommunistischen Raum, Swiss Political Science Review, 10(2), pp. 157-179. Dostupné online v databázi Ingenta Connect: [http://www.ingentaconnect.com/content/spsa/spsr/2004/00000010/00000002/art00008], ověřeno 4. 11. 2010

Stoiber, M. – Abromeit, H. (2006): a New Measurement of Democracy: The Inclusion of the Context, paper, Chicago, Midwest Political Science Association. Dostupné online [http://www.allacademic.com/meta/p_mla_apa_research_citation/0/8/3/0/3/p83037_index.html], ověřeno 26. 9. 2010

Strøm, K. (1990): Minority Government and Majority Rule, Cambridge, Cambridge University Press

Taagepera, R. (2000): Arend Lijphart and Dimensions of Democracy, in: Crepaz, M. L. – Koelble, T. A. – Wilsford, D. (Eds.): Democracy and Institutions: The Life and Work of Arend Lijphart, Michigan, University of Michigan Press

Taagepera, R. (2002): Implications of the Effective Number of Parties for Cabinet Formation, Party Politics, Vol. 8, No. 2, pp. 227-236. Dostupné online v databázi SAGE [http://ppq.sagepub.com/cgi/content/abstract/8/2/227], ověřeno 8. 5. 2010

Taagepera, R. (2003): Arend Lijphart’s dimensions of democracy: logical connections and institutional design, Political Studies 51(1): 1–19

Ústava Albánské republiky, dostupné online: [http://www.servat.unibe.ch/icl/al00000_.html]

Ústava České republiky, dostupné online: [http://www.psp.cz/docs/laws/constitution.html]

Ústava Republiky Bosna a Hercegovina, dostupné online: [http://www.servat.unibe.ch/icl/bk00000_.html]

Ústava Republiky Černá Hora (verze 1992), dostupné online: [http://www.venice.coe.int/docs/2005/CDL%282005%29096-e.pdf]

Ústava Republiky Černá Hora (verze 2007), dostupné online: [http://www.comparativeconstitutionsproject.org/files/Montenegro_2007.pdf]

Ústava Republiky Srbsko (verze 1990), dostupné online: [http://unpan1.un.org/intradoc/groups/public/documents/untc/unpan019071.pdf]

Ústava Republiky Srbsko (verze 2006), dostupné online: [http://www.srbija.gov.rs/cinjenice_o_srbiji/ustav.php?change_lang=en]

Vatter, A. (2009): Lijphart Expanded: Three Dimensions of Democracy in Advanced OECD Countries?, European Political Science Review, 1 (2009): 1, pp. 125-154. Dostupné online v databázi Cambridge Journals [http://journals.cambridge.org/action/displayAbstract?aid=4910828], ověřeno 20. 9. 2010

 

Příloha: rozpis vetujících bodů ve zkoumaných státech (Kap. 4.1.1)

 

Stát

Substátní úroveň a federal.

Instituce

Rigidita ústavy

Přímá demokracie

Celkem

Česko

0,33

0,99

1

0

2,33

Volby leg.

Subord. bikam.; Úst. soud; IPM=0,26

R=2

 

Slovensko (1992-2001)

0

0,66

1

1,33

3

 

Úst. soud; IPM=0,28

R=2

Silné i slabé ref.

Slovensko (2002-2010)

0,66

0,66

1

1,33

3,66

Volby leg.

Volby exe.

Úst. soud; IPM=0,28

R=2

Silné i slabé ref.

Polsko (1991-1996)

0,33

1,66

0

0

2

Volby leg.

Subord. bikam.; Úst. soud; IPM=0,55

R=1

 

Polsko (1997-2010)

0,33

1,66

1

0,33

3,33

Volby leg.

Subord. bikam.; Úst. soud; IPM=0,52

R=2

Slabé ref.

Estonsko

0

0,66

1

1

2,66

 

Úst. soud; IPM=0,23

R=2

Silné ref.

Lotyšsko

0

0,66

1

1,33

3

 

Úst. soud; IPM=0,26

R=2,5

Silné i slabé ref.

Slovinsko

0

0,99

1

0,33

2,33

 

Subord. bikam.; Úst. soud; IPM=0,25

R=3

Slabé ref.

Srbsko (2000-2010)

1

0,66

1

0,33

3

Autonomní regiony

Úst. soud; IPM=0,26

R=3

Slabé ref.

Černá Hora (1998-2010)

0

0,66

1

0,33

2

 

Úst. soud; IPM=0,26

R=3

Slabé ref.

Rumunsko (1990-2007)

0,33

2,33

1

1

4,66

Volby leg.

Silný bikam.; Úst. soud; IPM=0,35

R=3

Silné ref.

Rumunsko (2008-2010)

0,66

2,33

1

1

5

Volby leg.

Volby exe.

Silný bikam.; Úst. soud; IPM=0,35

R=3

Silné ref.

Bulharsko

0,66

1,33

1,33

0

3,33

Volby leg.

Volby exe.

Úst. soud; IPM=0,34

R=4,5

 

Maďarsko

0

1,33

1

0,33

2,66

 

Úst. soud; IPM=0,41

R=3

Slabé ref.

Litva

0

1,33

1

1,33

3,66

 

Úst. soud; IPM=0,44

R=3,5

Silné i slabé ref.

Makedonie

0

0,66

1

1,33

3

 

Úst. soud; IPM=0,24

R=3

Silné i slabé ref.

Albánie (1991-2000)

0,33

1

1

0

2,33

Volby leg.

IPM=0,35

R=3

 

Albánie po r. (2001-2010)

0,33

0,66

1

0,33

2,33

Volby leg.

Úst. soud; IPM=0,23

R=3

Slabé ref.

Chorvatsko (1990-1999)

0,33

1,66

1

1

4

Volby leg.

Subord. bikam.; Úst. soud; IPM=0,42

R=3

Silné ref.

Chorvatsko po r. (2000-2010)

0,33

1,33

1

1

3,66

Volby leg.

Úst. soud; IPM=0,42

R=3

Silné ref.

Bosna a Hercegovina

1,33

2,33

1

0

4,66

Federace

Volby leg.

Silný bikam.; IPM=0,5

R=2

 

R = Rigidita ústavy; IPM = Index prezidentské moci. Viz též pozn. č. 14 a 15.

Typy referend: Povinné (1); Možnost vetovat ústavní reformu a/nebo lidová iniciativa a ekvivalenty (0,33


[1] Text vychází z diplomové práce „Institucionální inkluze preferencí ve východní Evropě“ obhájené na FSS MU v lednu 2011. Autor děkuje dr. Romanu Chytilkovi a doc. Lubomíru Kopečkovi (FSS) za připomínky k práci a prof. Ulrike Liebert (Universität Bremen) za podněty, které ovlivnily autorův náhled na politické instituce.

[2] Autor působí jako doktorand na katedře politologie Fakulty sociálních studií Masarykovy univerzity, Joštova 10, Brno. Kontakt: pdvorak@fss.muni.cz.

[3] Nutno však dodat, že závěry byly komplexnější: část překvapivých výsledků se upravila poté, co byly ze vzorku vyjmuty extrémní případy, u některých však na druhou stranu zároveň zmizel příznak statistické spolehlivosti.

[4] Kromě východní Evropy byla ostatně zjištěna i nekompatibilita Lijphartových závěrů s daty z Asie a pouze limitovaná aplikovatelnost na případ jižní Afriky (Croissant – Schächter 2009; Cranenburgh – Kopecký 2004 dle Borman 2010), což může tento náhled dále podpořit.

[5] Vatter (2009: 142 a n.) například svým měřením nakonec dospívá k doložení ne dvou, ale tří typů demokracií – vedle konsensualismu a majoritarismu identifikuje ještě třetí skupinu systémů, která se vyznačuje nadbytečnými vládami a významným užíváním přímé demokracie.

[6] Taková rozlišení ve skutečnosti mají údajně spíše metodologickou než ontologickou povahu. Poněkud volnější operacionalizace v Lijphartově případě zajišťuje silnější výsledné korelace, než by tomu bylo v případě aplikace metodologicky čistých nástrojů. Pokud bychom připustili, že problém „instituce versus jednání“ je spíše ontologický než metodologický, museli bychom podle Ganghofa čelit i problému cirkulární argumentace (nebylo by možné vystopovat kauzální příčinu principu, který systém nutí, aby fungoval konsensuálním či majoritárním způsobem). Obdobné pochybnosti narážející na inherentní tautologii Lijphartových argumentů lze nalézt i v jiných dílech. Pro vztah institucí a kultury viz například Fortin 2008; Bormann 2010; pro kritéria nadřazenosti proporcionálních systémů viz Foweraker – Landman (2002:47).

[7] Vyšší N může vést jak k nadbytečným kabinetům (př. Švýcarska), tak k minoritním (př. Skandinávie).

[8] Přesvědčivý příklad: dle Lijphartova rozdělení je hypotetická dvoučlenná menšinová koalice, založená na 30 % voličských hlasů, principiálně konsensuálnější než dvoučlenná většinová vláda s podporou 51 % voličů a úplně stejně konsensuální jako nadbytečná koalice s 80 % podpory.

[9] Pokud je N menší než 2, jedna strana musí ovládat nad 50 % křesel, takže typ MW1 je vždy proveditelný a MWm se neuplatňuje. Na druhou stranu, pokud je N větší než 4, nemožnou se stává varianta MW1. Korelace N a frekvence minimálně vítězných typů je tedy logickým důsledkem samotného počtu stran spíše než demonstrací vztahu různých proměnných.

[10] Srov. výše zmíněný problém cyklické argumentace diskutovaný v Ganghof 2005.

[11] Není zcela jasné, jak přistupovat k extrémním oblastem grafu, kterými se Ganghof nijak nezabývá. Z logiky věci plyne, že by se jednalo o extrémně menšinovou demokracii,  resp. O demokracii s podmínkou nerealisticky vysoké participace. Klíčem bude v tomto případě patrně termín empiricky relevantní, který podobné situace efektivně vylučuje.

[12] Na rozdíl od Ganghofa jsem se rozhodl pracovat s průměrem hodnot indikátorů. Zatímco Ganghofovy výsledky se vztahují k jednomu bodu v čase, já jsem se pokusil nalézt body, kolem kterých zkoumané demokracie dlouhodobě oscilují. Pouze institucionální reforma, která měla vliv na strukturu systému, byla důvodem k rozdělení datové řady na dva případy.

[13] Problematika vetostruktur je v mladších demokraciích mimořádně důležitá, protože lze předpokládat, že aktéři budou projevovat častější tendence k reformě (změně pravidel hry) a že zde bude figurovat zvýšená citlivost vůči vlivu systému institucí (cf. Birch 2003: 3).

[14] IPM je komplexní indikátor založený na měření legislativních i nelegislativních pravomocí hlav států. Za slabého vetohráče jsem považoval prezidenta s IPM 0,2–0,3, prezidenti s vyšším IPM byli kódováni jako silní. Pro metodiku výpočtu IPM viz Spörer 2004.

[15] Hodnoty rigidity ústavy podle Armingeon – Careja 2007: ústava změnitelná prostou většinou: R = 1; větší než prostou ale menší než dvoutřetinovou většinou: R = 2; dvoutřetinovou většinou (a ekvivalenty): R = 3; supervětšinou větší než 2/3: R = 4. Speciální a obtížně splnitelné podmínky jsou kódovány přičtením hodnoty 0,5 k danému indexu. Index v hodnotě 1 jsem kódoval coby neexistenci vetobodu (0), hodnotu 2-3,5 jsem považoval za silný vetobod (1), hodnotám nad 4 jsem přiřadil „silný vetobod s bonusem“ (1,33).

[16] Možnost referenda v souladu s Tsebelisovou teorií vždy přináší možnost uplatnění dalšího vetobodu (Vatter 2009: 130), vetujícím aktérem je v tomto případě patrně mediánový volič, případně v kombinaci s aktérem, který má pravomoc referendum vyhlásit.

[17] Nevyhnutelným důsledkem je vzhledem k malému počtu dosavadních voleb tříštění dat, čili indexy vycházející z velmi krátkých období je třeba brát s adekvátní rezervou.

[18] Rozpis vetujících bodů: viz přílohu.

[19] Tuto definici vnímám jako de facto variaci na dimenzi inkluze: v případě responsivity jde vlastně o neinstitucionalizovanou opoziční inkluzi, „inkluzi nespokojených“.

[20] Samotná volba odpovídajícího volebního systému však nezajistí přechod demokracie ke konsensuálnímu fungování – k udržení konsensuálnosti je třeba dalších systémových prvků (Ibid.).

[21] Kaiser tedy preferuje takto reálně majoritární, „středově nastavené“ systémy, což s sebou nese normativně odlišné pojetí demokratického procesu ve srovnání s proponenty konsensualismu. Ve skutečně majoritárních systémech Kaiser spatřuje dostatečně otevřené, kompromisně orientované, flexibilní a „férovější“ systémy než demokracie konsensuální a prostě-většinové (typu plurality). Jeho přístup je viditelně kompatibilní s politickými teoriemi založenými na schumpeterovské spíše než rousseauovské logice (Kaiser et al. 2002a: 329; 2002b: 447).

[22] Problému se ve skutečnosti nelze zcela vyhnout, neboť samotné rozhodnutí nevážit proměnné je de facto rozhodnutím o přiřazení shodné váhy – předpokládejme nicméně, že toto rozhodnutí zůstává variantou nesoucí s sebou relativně nižší míru rizika.

[23] Nezapomínejme ovšem na fakt, že Kaiserův model je zatím spíše pracovním návrhem, míra abstrakce je zatím relativně vysoká.

[24]Namísto rozdílu v typu se jedná pouze o rozdíl v míře principu.“ (Anckar 1997: 502).



Copyright (c) 2012 Petr Dvořák

Creative Commons License
Tato práce je licencována pod licencí Creative Commons Attribution 4.0 International License.