Politieke partijen maken in de regel graag deel uit van het gemeentebestuur, zodat zij direct invloed hebben op het gevoerde beleid. Maar als meebesturen bij de volgende verkiezingen leidt tot zetelverlies, dan wordt de afweging lastiger. Is er een prijs verbonden aan besturen – en, zo ja, hoe hoog is die?
In het kort
– Partijen die deelnemen aan het gemeentebestuur verliezen gemiddeld vier tot acht procent van hun raadszetels.
– Zowel grote als kleine partijen die gemeenten besturen verliezen raadszetels.
– Wel is het verlies voor kleine coalitiepartijen significant groter dan voor grote coalitiepartijen.
Het is voor politieke partijen aantrekkelijk om na de gemeenteraadsverkiezingen van 21 maart te gaan besturen. Gemeenten hebben weer meer geld te besteden, en er moeten belangrijke keuzes worden gemaakt op gebieden als de jeugdzorg, de huishoudelijke hulp en de Omgevingswet. Besturen is echter niet zonder risico. De recente decimering van de PvdA bij de Tweede Kamerverkiezingen illustreert dat kiezers regeringspartijen genadeloos kunnen afstraffen. Was dat een incident of is dit de regel? En maakt het hiervoor uit wat de machtsverhoudingen zijn tussen de partijen binnen een college?
Kosten van collegedeelname
Er zijn verschillende theorieën over de effecten van bestuursdeelname op de electorale prestaties van een partij, die ook tot verschillende voorspellingen kunnen leiden. Besturen zou gemiddeld genomen geen effect op de electorale prestaties van een partij moeten hebben als kiezers rationeel zijn en ze de partijen afrekenen op de geleverde prestaties. Dus partijen die bovengemiddeld goed besturen, worden beloond, en partijen die benedengemiddeld presteren, worden bestraft (Karlsson en Gilljam, 2014). Er zijn echter ook theorieën die voorspellen dat besturen wel electorale effecten heeft. Zo kan er een positief effect bestaan als de besturende partijen een betere toegang tot de financiële middelen en media hebben dan de oppositiepartijen (Liang, 2013; Trounstine, 2011; Bernard en Safr, 2016).
Andere theorieën voorspellen juist een negatief effect. Zo stelt de coalition of minorities-theorie dat coalitiepartijen nooit alle verwachtingen van hun kiezers kunnen waarmaken. Vervolgens doen oppositiepartijen hun voordeel met deze gedesillusioneerde kiezers (Nannestad en Paldam, 1999). De median gap-theorie stelt dat partijen altijd strijden om de gunst van een groepje zwevende kiezers die zich in het midden van het politiek-ideologisch centrum bevinden en een doorslaggevende stem hebben. Niettemin kunnen partijen zich nooit volledig op deze kiezers richten, omdat ze dan onherkenbaar worden voor hun (ideologisch meer uitgesproken) traditionele achterban. Deze zwevende kiezers stemmen dan ook de ene keer op de ene partij en de andere keer op een andere, om zo toch het beleid te kunnen realiseren dat het dichtste bij hun voorkeuren ligt. De grievance asymmetry-theorie gaat ervan uit dat kiezers fouten zwaarder toerekenen aan partijen dan hun successen, zodat besturen altijd teleurstellend is (Nannestad en Paldam, 1999; Liang, 2013; Van Spanje, 2011).
Empirisch onderzoek
In het algemeen lijkt een positief effect van bestuursdeelname vooral voor te komen bij verkiezingen op basis van meerderheidsstelsels. Zo is dit effect bijvoorbeeld gevonden bij lokale verkiezingen in Engeland (Boyne et al., 2009) en bij presidentiële verkiezingen in de Verenigde Staten (Mayhew, 2008). Mogelijk komt dit door de sterke nadruk op de verkiesbare persoon (in plaats van op de partij) in deze stelsels (Liang, 2013; Fiva en Smith, 2016). Daarentegen lijkt een negatief effect voornamelijk voor te komen in kiesstelsels met evenredige vertegenwoordiging. Dit is onder andere gevonden bij lokale verkiezingen in Noorwegen (Martinussen, 2004) en Zweden (Karlsson en Gilljam, 2014), en bij nationale verkiezingen in verschillende Europese landen (Van Spanje, 2011).
Voor zover ons bekend, is er slechts één keer eerder onderzoek gedaan naar de kosten van bestuursdeelname bij Nederlandse gemeenten. Lelieveldt en Van der Does (2014) laten op basis van cross-sectionele data zien dat de deelname aan het college een partij stemmen kost. Vanwege de data die zij gebruiken kunnen zij geen rekening houden met verschillen in kenmerken van partijen en gemeenten, wat de uitkomsten kan vertekenen. In onze analyse gebruiken wij daarom paneldata, waarmee men voor tal van kenmerken kan controleren.
Methode
Voor de analyse zijn er gegevens gebruikt over het aantal raads- en wethouderszetels per gemeente voor de partijen CDA, PvdA, VVD, D66, ChristenUnie, SGP, SP en GroenLinks over de periode 1990–2014. Deze partijen nemen het leeuwendeel van de raadszetels voor hun rekening. Meer informatie over de gegevens is te vinden in kader 1. De data zijn gebruikt om verschillende regressiemodellen te schatten. De afhankelijke variabele is de relatieve verandering van het aantal raadszetels van partij X in gemeente Y tussen twee opeenvolgende verkiezingen. De verklarende variabele die ons interesseert – collegedeelname in de periode voor de verkiezingen – meten we op drie verschillende manieren: ten eerste met een dummyvariabele die 1 is bij meebesturen, ten tweede met een variabele die aangeeft welk percentage van de collegezetels een partij inneemt, en ten derde met dummy’s die aangeven of een partij het grootste aantal wethouders levert (de ‘senior’-collegepartij; bij gelijk aantal zetels kunnen dat er meer zijn) of een kleiner aantal wethouders (de ‘junior’-collegepartij(en)). Om te controleren voor de aanhang die een partij doorgaans in een bepaalde gemeente heeft, nemen we het percentage van de raadszetels van de partij bij de vorige verkiezingen (Brender, 2003).
Kader 1: Gebruikte gegevens
De analyse is gebaseerd op gegevens over alle zeven reguliere gemeenteraadsverkiezingen in de periode 1990–2014. Eenheden van observatie zijn 11.080 partij-gemeente-combinaties, zoals VVD-Arnhem. Gegevens over zetelaantallen en collegedeelname zijn afkomstig uit een COELO-databestand, dat op diverse bronnen is gebaseerd (waaronder CBS en VNG). Verkiezingen die in verband met herindeling op afwijkende data zijn gehouden, zijn buiten beschouwing gelaten. Als gemeenten A en B in de onderzoeksperiode zijn samengevoegd, dan zijn zij meegenomen zolang zij op reguliere data gemeenteraadsverkiezingen hielden. De nieuwe gemeente AB is meegenomen vanaf de eerste reguliere verkiezing aldaar.
Resultaten
Voor elk van de drie afhankelijke variabelen zijn zes modellen geschat, steeds met verschillende controlevariabelen. Tabel 1 geeft de uitkomsten van deze achttien modellen. De coëfficiënten laten zien wat de invloed is van deelname aan het gemeentebestuur op de procentuele verandering van het aantal raadszetels ten opzichte van de vorige verkiezingen. Modellenreeks 1 meet de collegedeelname met een dummy (waarde 1 bij deelname). Ongeacht de specificatie is het effect significant negatief: besturen kost zetels.
In kolom 1 staat de regressie-uitkomst zonder controlevariabelen. De coëfficiënt in kolom 1 suggereert dat deelname aan het gemeentebestuur gemiddeld zestien procent van de raadszetels kost. Dit percentage daalt echter sterk door toevoeging van een controlevariabele, namelijk het percentage van het aantal raadszetels gewonnen bij de vorige verkiezingen (kolom 2). Deze controlevariabele blijkt een belangrijke invloed te hebben op de uitkomsten, ook op die van modellenreeksen 2 en 3. Het is duidelijk dat het niet-controleren voor deze variabele, zoals in eerder onderzoek wel eens gebeurde, de conclusies sterk kan veranderen.
In de kolommen 3 tot en met 6 zijn er nog andere controlevariabelen toegevoegd. De panelstructuur van onze data geeft ons daarvoor ruime mogelijkheden. In kolom 3 zijn er jaardummy’s toegevoegd om te controleren voor nationale en internationale gebeurtenissen, zoals de stand van de economie of de invloed van de landelijke politiek. In kolom 4 zijn partij-jaardummy’s toegevoegd, om te controleren voor de invloed van de wisselende landelijke populariteit van partijen. Dit is belangrijk omdat lokale verkiezingen soms worden aangegrepen om landelijke partijen te beoordelen (Lelieveldt en Van der Does, 2014; Coenradij en Allers, 2017). In kolom 5 zijn gemeente-jaardummy’s toegevoegd om te controleren voor lokale omstandigheden, waaronder het gevoerde beleid. In kolom 6 is een lineaire partij-gemeente-specifieke trend opgenomen, om te controleren voor de mogelijkheid dat bepaalde partijen in bepaalde gemeenten geleidelijk electoraal sterker of zwakker worden. De uitkomsten in kolommen 2 t/m 6 suggereren dat deelname aan het gemeentebestuur een partij zo’n vier tot acht procent van haar raadszetels kost.
Het is denkbaar dat de effecten van collegedeelname afhangen van de machtsverhoudingen in een college. Met meer wethouders kan een partij sterker haar stempel op het beleid zetten en is de partij zichtbaarder voor kiezers. In modellenreeks 2 in de tabel wordt daarom naast de collegedeelname-dummy ook het aandeel van de collegepartij in het totale aantal wethouderszetels opgenomen. Hierdoor wordt de negatieve coëfficiënt van de deelnamedummy groter dan in modellenreeks 1 (behalve in kolom 1, de regressie zonder controlevariabelen). Hier staat tegenover dat de coëfficiënt van de variabele die het aandeel in het college weergeeft, steeds significant positief is, en wel tussen de 0,23 en 0,63. Hoe minder wethouders een partij levert, hoe sterker dus het negatieve effect van besturen op de verkiezingsuitkomst.
Op basis van de uitkomsten van modellenreeks 2 is het denkbaar dat meebesturen voor de grootste partij in een college gemiddeld positief uitpakt. Om daar meer licht op te werpen bevat modellenreeks 3 in tabel 1 twee dummyvariabelen, die aangeven of een partij senior- dan wel juniorpartner in het college is. In alle gevallen is de coëfficiënt significant negatief. Ook voor de grootste partij in het college kost besturen gemiddeld dus zetels. Juniorpartners verliezen door mee te besturen wel significant meer zetels dan seniorpartners. Dat sluit goed aan bij de uitkomsten van modellenreeks 2.
Conclusie
De resultaten laten zien dat deelname aan het college kostbaar is, een effect dat vaker is gevonden bij kiesstelsels met evenredige vertegenwoordiging. Een verlies van vier tot acht procent van de zetels kan het verschil maken tussen meebesturen of oppositie voeren. Gemiddeld verliezen kleinere collegepartijen meer dan grotere. Dat sluit aan bij theorieën die de kosten van het besturen verklaren uit teleurstelling bij kiezers. Immers, een kleinere collegepartij zal een minder sterk stempel kunnen zetten op het beleid, en daardoor meer van zijn kiezers teleurstellen. Daarnaast is het denkbaar dat dominante collegepartners electoraal profijt hebben van meer zichtbaarheid en toegang tot financiële middelen.
Dat er electorale kosten verbonden zijn aan besturen, is verenigbaar met een goed functionerende democratie, waarin regelmatig op vreedzame wijze wisselingen van de macht plaatsvinden. Wel duidt dit erop dat partijen, louter voor het nemen van bestuursverantwoordelijkheid, bestraft worden door de kiezer. Ook zullen de uitkomsten kleinere partijen te denken geven. Het voor hen grotere nadelige effect van meebesturen maakt dat ze buitenproportionele eisen moeten stellen tijdens de collegeformatie ter compensatie van het te verwachten stemmenverlies.
Literatuur
Bernard, J. en J. Safr (2016) Incumbency in multi-level political systems and recruitment advantage: the case of the Czech regional assemblies. Czech Sociological Review, 52(3), 267–291.
Boyne, G., O. James, P. John en N. Petrovsky (2009) Democracy and government performance: holding incumbents accountable in English local governments. The Journal of Politics, 71(4), 1273–1284.
Brender, A. (2003) The effect of fiscal performance on local government election results in Israel: 1989–1998, Journal of Public Economics, 87(9-10), 2187–2205.
Coenradij, A. en M. Allers (2017) Lokale politici worden beoordeeld op nationaal economisch beleid. ESB, 102(4749), 219–221.
Fiva, J. en D. Smith (2017) Political dynasties and the incumbency advantage in party-centered environments. CESifo Working Paper Series, 5757.
Karlsson, D. en M. Gilljam (2014) Paying the price for party prominence and political company: cost-of-ruling in Swedish local elections. XVII Nordic Political Science Association Congress, 12–15 augustus. Paper te vinden op www.gu.se.
Lelieveldt, H. en R. van der Does (2014) Hoe tweederangs zijn lokale verkiezingen? Een analyse van de Nederlandse gemeenteraadsverkiezingen 2010 vanuit het perspectief van second-order elections. Res Publica, 56(3).
Liang, C. (2013) Is there an incumbency advantage or cost of ruling in proportional election systems? Public Choice, 154(3-4), 259–284.
Martinussen, P. (2004) Government performance and political accountability at subnational level: the electoral fate of local incumbents in Norway. Scandinavian Political Studies, 27(3), 227–259.
Mayhew, D. (2008) Incumbency advantage in U.S. presidential elections: the historical record. Political Science Quarterly, 123(2), 201–228.
Nannestad, P. en M. Paldam (2002) The cost of ruling: a foundation stone for two theories. In: H. Dorussen en M. Taylor (red.), Economic voting. Abingdon, VK: Routledge, 17–44.
Spanje, J. van (2011) Keeping the rascals in: anti-political-establishment parties and their cost of governing in established democracies. European Journal of Political Research, 50(5), 609–635.
Trounstine, J. (2011) Evidence of a local incumbency advantage. Legislative Studies Quarterly, 36(2), 255–280.
