Extrem rechte und autoritäre Politiken erstarken weltweit. In Deutschland steht hierfür nicht zuletzt der Aufstieg der Alternative für Deutschland (AfD). Scheiterte die Partei 2013 noch am Einzug in den Bundestag, wurde sie 2017 mit 12,6 % drittstärkste Kraft. Nach weiteren Erfolgen auf Ebene der Länder ist mit der AfD seit 2018 zum ersten Mal seit 1945 in Deutschland eine Rechtsaußen-Partei zugleich im europäischen Parlament, im Bundestag sowie in allen Landesparlamenten vertreten. Seit ihrer Gründung 2013 hat sie sich sukzessive nach rechts außen bewegt und spätestens seit 2015 bilden „autoritäre, völkisch-nationalistische, homophobe, antifeministische, antisemitische und geschichtsrevisionistische Positionen“ die zentralen Bezugspunkte (Celik et al., 2020: 150). Der Blick auf ihre Basis verdeutlicht hingegen, wie sehr die Partei seit Anbeginn im rechtsextremen Milieu verankert war (Celik et al., 2020: 172). Trotz dieser politischen und gesellschaftlichen Verschiebungen sind in der Humangeographie (Lizotte, 2018) und insbesondere in der deutschsprachigen die Auseinandersetzungen mit der extremen Rechten lange Zeit marginal geblieben (Bürk, 2012: 28) – dies ändert sich gerade.

Jüngst sind diverse Beiträge zum Thema erschienen (vgl. Belina, 2020; Hövel, 2018; Klüter, 2020; Mullis, 2021; Oßenbrügge, 2018), die sub\urban hat ein Themenheft veröffentlicht (Bernet et al., 2019), und auch beim Deutschen Kongress für Geographie 2017 und insbesondere 2019 wurden rechts-autoritäre Politiken diskutiert. In den Politikwissenschaften sowie der Soziologie, wo intensiver über die Verschiebungen debattiert wird, besteht weitestgehend Einigkeit: Der Erfolg der extremen Rechten ist „Ergebnis eines Zusammenwirkens von Globalisierungs- und Neoliberalisierungskrisen“ (Geiselberger, 2017: 12). Gestritten wird hingegen darüber, ob eher sozio-ökonomische oder identitätspolitische Faktoren ausschlaggebend sind. Es finden sich aber auch Stimmen, die dafür plädieren, die Ursachen multidimensional zu betrachten (vgl. Mullis und Zschocke, 2019: 22–29) – wir werden uns auf letztere Position beziehen.

Im Folgenden gehen wir der Frage nach, was die Ursachen des Erfolgs der AfD in Städten sind bzw. in welchen städtischen sozialen Gefügen sie diesen feiert. Ausgangspunkt unserer Fokussierung auf Stadt sind zwei Befunde: Erstens, die AfD feiert in (Groß-)Städten in Ost- und Westdeutschland Erfolge. So kamen etwa in Hessen immerhin rund ein Drittel der knapp 400 000 Zweitstimmen für die AfD bei der Bundestagswahl 2017 aus urbanen Ballungszentren (Belina, 2019); und mit Dresden und Leipzig finden sich zwei Metropolen, in denen die AfD besser als auf Bundesebene abschnitt (Bernet et al., 2019: 13). Zweitens, der Zuspruch zur AfD innerhalb der Städte ist stark polarisiert. Beide Aspekte wurden bisher kaum diskutiert. Indem wir die Diskussion aufgreifen, zeigen wir, dass die Fokussierung auf die städtischen Gesamtergebnisse zu kurz greift und Städte vorschnell als kosmopolite Orte abseits von rechten Raumnahmen verklärt werden. Wir ergänzen hiermit die bisherigen Analysen, die vor allem die Stadt-Land- sowie West-Ost-Polarisierung herausgestellt haben (Kapitel 3). Leitend für die Untersuchung sind die Debatten und Befunde zum Erstarken der AfD (Kapitel 2). Von diesen ausgehend untersuchen wir mittels einer bivariaten linearen Regression (Kapitel 4), inwiefern der Zweitstimmenanteil der AfD mit Indikatoren für sozio-ökonomische Lage, Migration, Zuspruch zur Demokratie und Altersstruktur in Städten korreliert (Kapitel 5). Leitend ist die These, dass in sozio-ökonomisch marginalisierten Stadtteilen die AfD eher gewählt wird als in anderen. Betrachtet haben wir die jeweils größte Stadt je Bundesland. Die Auswahl ist nicht repräsentativ, gibt aber einen guten Eindruck über die Situation im gesamten Bundesgebiet und eröffnet Anschlussmöglichkeiten für weitere Untersuchungen.

Um möglichst einheitliche Daten über alle Städte hinweg zu haben, wurden die Wahlergebnisse der Bundestagswahl herangeozogen. Referenzjahr für die Sozialdaten ist 2017. Da es keinen bundesweiten stadtteilbezogenen Datensatz gibt, barg dessen Zusammenstellung einige Herausforderungen. Dies vor allem, weil in den Kommunen Indikatoren nicht einheitlich erfasst sind. Ein statistischer Vergleich zwischen den Städten ist deshalb nicht möglich. Aussagen lassen sich nur für die Zusammenhänge innerhalb der Städte treffen. Insgesamt hat sich – in Anbetracht des Forschungsstandes nicht ganz unerwartet – ein heterogenes Bild ergeben. Weder die sozio-ökonomische Lage noch die Anwesenheit von Migrant*innen weisen durchweg einen Zusammenhang mit dem Zweitstimmenanteil der AfD auf. Relativ stabil und durchgehend wirkt sich jedoch eine niedrige Wahlbeteiligung positiv auf die Zweitstimmen der AfD aus. Gleiches gilt für den Anteil an Jugendlichen, wenn auch in umgekehrter Weise. Auch erkennen wir in den Ergebnissen kein deutliches Ost-West-Muster. In allen Städten finden wir Stadtteile, die so gar nicht dem statistischen Bild entsprechen. Wir sind der Meinung, dass über diese nicht einfach hinweggegangen werden kann und die Analyse des Spannungsverhältnisses aus beschreibbarer Korrelation und Diskontinuität die gesellschaftlichen Entwicklungen klarer zu fassen erlaubt.

In der Einstellungsforschung wird für Deutschland auf zwei gegenläufige Tendenzen verwiesen: Einerseits wird die Gesellschaft liberaler und extrem rechte Einstellungen nehmen ab; andererseits nimmt die Polarisierung zu und die extreme Rechte vollzieht einen Radikalisierungsprozess. Auch sind autoritäre Aggression und Unterwürfigkeit sowie mitunter klar antisemitische Verschwörungsmentalitäten verbreitet. Dabei untergraben diese autoritären Dynamiken demokratische Normen auch jenseits klassischer rechtsextremer Einstellungen (Decker et al., 2020). Für Matthias Quent (2019: 55) handelt es sich bei den Bestrebungen von Rechtsaußen um „einen erbitterten Versuch“, die liberalen Terraingewinne zurückzudrängen. So seien in den letzten Jahren die Menschen nicht „massenhaft […] rechtsradikal geworden“, eher sei das Potenzial „zum Handeln aktiviert“ worden (Quent, 2019: 48). Rechtsextreme Einstellungen, allen voran rassistische Ressentiments und antidemokratische Haltungen, waren lange vor dem Aufstieg der AfD in der sogenannten Mitte der Gesellschaft verankert. Parallel zum Erstarken der AfD und der anhaltenden Debatte über Migration und Flucht nahmen „manifest ausländerfeindliche“ Einstellungen nach Jahren des Rückgangs zwischen 2014 und 2018 deutlich auf 24,1 % zu; sanken 2020 jedoch wieder auf den insgesamt niedrigsten je gemessenen Wert von 16,5 % (Ost: 27,8 %/West: 13,7 %) (Decker et al., 2020: 49). Anhaltend hoch – im Langzeittrend jedoch rückläufig – ist die Wahrnehmung von politischer Ohnmacht: 72,9 % (Ost: 83,6 %/West: 70,2 %) sind der Meinung, „Leute wie ich haben sowieso keinen Einfluss darauf, was die Regierung tut“ (Decker et al., 2020: 69). Mit der „Demokratie, wie sie in der Bundesrepublik funktioniert“, sind gerade mal 57,6 % zufrieden (Ost: 40,7 %/West: 61,8 %) (Decker et al., 2020: 62).

Mit der AfD ist eine politische Kraft entstanden, die zum einen Menschen, die sich von der Demokratie enttäuscht und den Eliten ungehört fühlen, politisch reintegriert (Heitmeyer, 2018: 212) sowie zum anderen das in der Gesellschaft vorhandene autoritäre und extrem rechte Potential an sich bindet (Decker et al., 2020: 74). Die Aktivierung von Nichtwähler*innen ist zentral (Heitmeyer, 2018: 192–194). Die Wahlbeteiligung bei Bundestagswahlen sank seit den 1970ern ziemlich kontinuierlich von 91,1 % im Jahr 1972 auf 2009 70,8 %, seither steigt sie wieder etwas an auf 2017 insgesamt 76,2 %. Wilhelm Heitmeyer (2018: 188 ff.) betont in diesem Zusammenhang, dass dieser Rückgang seitens „konservativer Sozialwissenschaftler“ als wachsende stille Zustimmung mit der bestehenden Ordnung gedeutet wird. Eher sei es jedoch so, dass sich die Menschen „aufgrund von Unzufriedenheit aus dem demokratischen Prozess“ zurückziehen und damit eine niedrige Wahlbeteiligung als Indikator für eine wachsende (stille) Wut zu betrachten sei. Gewählt wird die AfD vor allem von Männern im Alter zwischen 31 und 60 Jahren (Celik et al., 2020: 158 ff.). Auffällig stark ist sie zudem in Regionen, in denen der Anteil älterer Menschen hoch ist (Franz et al., 2018). Im Langzeittrend werden Konjunkturen deutlich: 2014 sind es nicht zuletzt „Menschen mit höherem Bildungsgrad“ und mit „vorwiegend mittlerem und höherem Einkommen“, die die Rechtsaußen-Partei wählen. 2016 – und damit auch in der Zeit der Bundestagswahl – nimmt der Anteil an Menschen „mit niedrigerem Bildungsgrad“ sowie einem geringeren Einkommen zu (Celik et al., 2020, 170; vgl. Lengfeld, 2018). Dieser Trend setzt sich 2020 nicht fort. Das Einkommensniveau der Wähler*innen steigt, sodass heute das Potenzial der AfD verstärkt wieder in der „gehobenen Mitte der Gesellschaft“ liegt (Celik et al., 2020: 170). Zugleich ist die Basis der Partei rechtsextremer geworden (Celik et al., 2020, 166), was darauf hindeutet, dass die Normalisierung solcher Positionen in Teilen der oberen Schichten voranschreitet (vgl. Heitmeyer, 2018, 208).

In der Politikwissenschaft und der Soziologie wird intensiv über die Ursachen des Erstarkens der extremen Rechten diskutiert (vgl. Mullis und Zschocke, 2019). Dabei liegt der Fokus auf Globalisierung und Krisen der Neoliberalisierung (vgl. Geiselberger, 2017). Grundsätzlich bestehen hier Anknüpfungspunkte zu den in der Humangeographie seit den 1980ern geführten Debatten zu Dynamiken der Neoliberalisierung (des Städtischen). Nicht zuletzt wurden hierbei die zunehmende soziale Spaltung sowie Exklusion aus demokratischer Teilhabe betont (vgl. Brenner und Theodore, 2002). Umstritten ist indes, ob eher ökonomische Faktoren wie sozialer Abstieg und Prekarisierung oder Rassismus, Demokratieverdruss sowie kulturelle Fragen stärker ins Gewicht fallen. Die erste Position wird mit unterschiedlicher Absolutheit vorgetragen: Für Oliver Nachtwey (2016) ist es die ökonomische Deprivation, die in einer neuen Abstiegserfahrung kulminiert, die – nicht nur, aber auch – das rechte Aufbegehren begründet. Philipp Manow (2018: 33) deutet den Aufstieg der AfD weniger als Folge von Deprivation denn als (rassistischen) Absicherungskampf von tendenziell noch besser gestellten Facharbeiter*innen, die sich gegen Zuwanderung ins Sozialversicherungssystem wehren (Manow, 2018: 99–102). Dies begründet er unter anderem damit, dass mit einem höheren Anteil an sozialversicherungspflichtiger Beschäftigung der Zweitstimmenanteil der AfD steigt (Manow, 2018: 96). Relevant seien auch Erfahrungen von Arbeitslosigkeit in der Erwerbsbiographie, zumal dies nachhaltig das Abstiegsrisiko vor Augen führe (Manow, 2018: 99). Prozesse der gesellschaftlichen Desintegration sind sodann für Heitmeyer (2018: 344) ursächlich. Diese würden primär aus dem Zusammenspiel von Wettbewerbsdruck des globalisierten „autoritären Kapitalismus“, sozialer Vereinzelung und der sukzessiven Entleerung demokratischer Teilhabe erwachsen (Heitmeyer, 2018: 197).

Diese Ansätze kritisieren Gurminder Bhambra (2017) wie auch Emma Dowling et al. (2017: 411) dafür, dass (zumindest tendenziell) sozio-ökonomische Erklärungen „zu Lasten anderer“, die auf Ungleichwertigkeitsideologien abzielen, priorisiert werden. Konflikte um Identität und Kultur, um Geschlechterrollen sowie die Wirkmächtigkeit von Rassismus – die zwar mit sozio-ökonomische Fragen zusammenhingen, aber nicht auf diese zu reduzieren seien – würden in ihrer Bedeutung unterschätzt. Diverse Studien zusammenfassend, argumentiert Holger Lengfeld (2018), dass es das „Gefühl der kulturellen Bedrohung durch die Zuwanderung von ethnisch-kulturell fremden Menschen nach Deutschland“ ist, welches für das Erstarken extrem rechter Politiken verantwortlich zeichnet. Diesen Befund stützen Ronald Inglehart und Pippa Norris (2016) in einer europaweit vergleichenden Studie. Sie arbeiten heraus, dass die einenden Merkmale von Wähler*innen von Rechtsaußen-Parteien in der Ablehnung kosmopolitischer, pluralistischer und post-materialistischer Lebensmodelle sowie in einer grundlegenden Skepsis gegenüber Zuwanderung liegen. In diesem Sinne betont auch Quent (2019: 64), dass aktuell eher ein Kultur- als ein Klassenkampf im Gange ist.

Auf der Ebene von Stadtteilen wird über die „Konsequenzen wachsender ethnisch-kultureller Vielfalt für den sozialen Zusammenhalt“ (Gundelach, 2017: 216) seit Jahrzehnten gestritten. Im Kern stehen sich die Konflikt- und Kontakttheorie gegenüber (Gundelach, 2017: 210 ff.): Im ersten Fall wird davon ausgegangen, dass mit zunehmender (ethnischer) Diversität in Stadtteilen Vertrauen in Gesellschaft ab- und Konflikte zunehmen und der soziale Zusammenhalt im Zuge von Zuwanderung schwindet. Im zweiten werden Konflikte nicht negiert, es wird aber betont, dass zunehmender Austausch über die Zeit Misstrauen abbaut und Kontakt einen Beitrag zur Minderung von Ressentiments leistet. Die Debatte hält an, zumal beide Thesen empirisch bestätigt wurden (Blokland, 2011; Gundelach, 2017). Beide Positionen sind jedoch nicht unproblematisch, zumal sie die Kategorie Ethnizität essentialisieren. Darüber hinaus finden sie die Ursache für die Konflikte beim Auftreten von als Immigrant*innen identifizierter Menschen, anstelle nach rassistischen Ressentiments zu fragen, die die vermeintlich Anderen erst zu Anderen machen.

Empirische Befunde unterlaufen diese polarisierte Debatte, indem sie die Vielschichtigkeit der sozialen Prozesse offenlegen. Aufgezeigt wurde etwa, dass in Westdeutschland eher sozio-ökonomische Marginalisierung als Prädiktor für die Wahl der AfD ausschlägt, während im Osten Ressentiments stärker ins Gewicht fallen (Deppisch et al., 2019: 78 ff.). Daniel Mullis und Paul Zschocke (2019: 27–29) argumentieren in ihrer empirisch geleiteten Literaturschau dafür, den Erfolg der extremen Rechten multidimensional zu betrachten. Vier Faktoren stellen sie hierfür zentral: Abstieg, Entdemokratisierung, soziale Lage und Rassismus. Abstiegserfahrungen sowie Gefühle der Zurücksetzung seien erstens von Bedeutung, sollten aber nicht alleine sozio-ökonomisch verstanden werden. Es gehe auch um verletzte Männlichkeit oder die Erfahrung von Bedeutungsverlusten der „eigenen“ nationalen Wirtschaftsmacht. Zweitens würden gerade Erfahrungen des Verlustes von demokratischer Einbindung schwer wiegen und viele betreffen. Drittens sei die soziale Lage von Relevanz, zumal „die Bürden wie auch die Ressourcen, um mit der Globalisierung von Kapital und Migration, neoliberaler Individualisierung und Marktansprüchen umzugehen, in der Gesellschaft sehr ungleich verteilt“ (Mullis und Zschocke, 2019: 28) seien. Und viertens müsse der Faktor Rassismus betrachtet werden, zumal dieser das Fundament dafür bilde, dass Verteilungskonflikte überhaupt rassifiziert in weißen Identitätspolitiken artikuliert würden. Die Dimensionen seien nicht aufeinander reduzierbar und keinem der Faktoren könne ein Primat zur Erklärung der gegenwärtigen Tendenzen zugedacht werden.

In den bisher eingeführten Debatten wurden zwei räumliche Polarisierungen hervorgehoben: Zum einen eine Ost-West und zum anderen eine Land-Stadt, wobei die AfD jeweils in Ersterem stärker abschnitt. So erzielte die Partei 2017 in den neuen Bundesländern Spitzenresultate um jeweils ca. 20 % – in Sachsen wurde sie mit 27 % stärkste Kraft –, während sie in den westdeutschen Bundesländern im Schnitt um die 10 % erreichte. Bei den Europawahlen 2019 war das Bild auf Grund von Verlusten der AfD in Westdeutschland noch akzentuierter. Bei den drei Landtagswahlen im Herbst 2019 in Brandenburg, Sachsen und Thüringen konsolidierte die Partei ihre Ergebnisse bei jeweils rund 25 % (Mullis und Zschocke, 2019: 6–12). Im zweiten Fall wird der Erfolg der AfD im ländlichen Raum hervorgehoben. Die AfD feiert ihre Erfolge insbesondere in „dünn besiedelten Räumen mit Überalterungsproblemen“ (Franz et al., 2018). Es ist die Rede von der „Rache der Dörfer“ (Kaschuba, 2016) gegen die liberalen und offenen Stadtgesellschaften. Larissa Deppisch et al. (2019: 81–84) zeigen hingegen, dass das Bild nicht einheitlich ist: Der Faktor ländliche Region fällt im Osten weit stärker ins Gewicht als im Westen und es sind nicht die „sehr“, sondern die „eher“ ländlichen Regionen, in denen die AfD stark abschneidet.

Zwei Aspekte sind an dieser räumlichen Fokussierung problematisch: Erstens sind beide Interpretationen geprägt von Ressentiments, wonach der Erfolg der AfD auf Rückständigkeit, mangelnder Aufklärung und tradiertem Autoritarismus beruhe (vgl. Förtner et al., 2019; Quent, 2016), womit umgekehrt Städte als kosmopolite Orte mit gesellschaftsliberalem Fundament verklärt werden. Für die besonders wirkmächtige Ost-West-Polarisierung argumentiert Quent (2016: 103–107), dass der Osten des Landes noch immer als „Sonderfall“, als Abweichung vom „Normalfall“ Westdeutschland gilt. Werden jedoch soziale und demografische Faktoren als Indikatoren für das Abschneiden der AfD angelegt, wird offenkundig, dass diese Zuschreibungen nicht tragen (Franz et al., 2018). „Ein genuiner, womöglich sogar kulturell bedingter Ost-Faktor“ kann, so betonen Richard Hilmer et al. (2017:27), „nur in begrenztem Maße“ festgestellt werden. Für Maximilian Förtner et al. (2019: 40) indes ist klar, „dass ein herkömmliches Verständnis von Stadt und Land im Sinne homogener und stabiler Räume für das Verständnis der Geographie rechtspopulistischer Mobilisierungen zu kurz greift.“ Sie plädieren stattdessen dafür, auf die ungleichen Dynamiken von Urbanisierung sowie die Herausbildung von Zentralität und Peripherie zu fokussieren. Zweitens ist die Territorialisierung von gesellschaftlichen Konflikten problematisch. Stefan Kipfer und Mustafa Dikeç (2019: 45) betonen, dass die Analyse von ganzen Kommunen letztlich kaschiert, dass verhältnismäßig tiefe Prozentzahlen bei Wahlen in Städten eine weit größere Zahl an Menschen im Umfeld der extremen Rechten bedeuten kann, als hohe in ländlichen Regionen. Gerade für die Bedrohungslage von marginalisierten Gruppen ist dies bedeutsam. Bernd Belina (2017: 201) schließt, dass es keinen Sozialraum gibt, der per se vor rechten Erfolgen schützen würde, noch gebe es den rechten Raum. Die Analyse räumlicher Verteilungen könne jedoch hilfreich sein, um die richtigen Fragen zu stellen. Sie seien aber niemals ein Erklärendes, sondern immer ein zu Erklärendes. Dies werden wir berücksichtigen, wenn wir nun selbst räumliche Polarisierungen des Wahlverhaltens in Städten auswerten.

Leitend für die Befragung der Gründe für die Wahl der AfD im städtischen Kontext ist das Plädoyer für eine multidimensionale Analyse. Für Städte gibt es keine einheitlichen Erhebungen zu Einstellungsmustern oder Erfahrungen von Deprivation. Da uns keine Ressourcen für eine eigene Erhebung zur Verfügung standen, müssen wir uns an der bestehenden Datenlage orientieren. Eine Befragung rassistischer Einstellungen oder Abstiegserfahrungen ist uns daher nicht möglich. Erschwerend kommt hinzu, dass die statistischen Indikatoren in allen Städten erfasst sein müssen. Dies berücksichtigend und im Anschluss an die oben eingeführten Debatten fokussieren wir auf vier Dimensionen:

Die Diskussionen, ob eher sozio-ökonomische oder identitätspolitische Faktoren ausschlaggebend sind, bilden einen zentralen Bezugspunkt. Wir fokussieren daher erstens auf die sozio-ökonomische Lage sowie zweitens auf die Präsenz von Migrant*innen im Viertel. Letzteres ist aus zwei Gründen unbefriedigend: Erstens fokussieren wir auf die Anwesenheit von Menschen, die potentiell von rassistischer Herabsetzung und Gewalt betroffen sind, anstelle Rassismus zu befragen; zweitens florieren rassistische Ressentiments auch bestens ohne den unmittelbaren Kontakt mit den vermeintlichen Anderen. Da das Thema Migration aber ein zentraler Mobilisierungsfaktor der AfD bei der Bundestagswahl 2017 war, befragen wir diese Dimension dennoch mit der gebotenen Vorsicht. Demokratieverdruss wurde oben als bedeutsamer Faktor für die Zuwendung zur extremen Rechten beschrieben, insofern befragen wir drittens den Zuspruch zur Demokratie. Hervorgehoben wurde in den Diskussionen auch die Relevanz der Altersstruktur, weshalb wir viertens auf diese fokussieren.

Zwecks Analyse müssen diese Dimensionen in konkrete statistische Indikatoren überführt werden. Wir betonen mit Manow (2018: 73), dass es sich bei Sozialdaten niemals um rein individuelle Verhältnisse, sondern um soziale handelt. Beispielsweise stehen hohe Arbeitslosenzahlen in einem Sozialraum nicht nur für viele individuell Betroffene, sondern sie prägen die soziale Umgebung mit und geben Aufschluss über das Milieu insgesamt. Dies gilt insbesondere, wenn es sich um so kleinräumige Einheiten wie Stadtteile handelt. So ist etwa auf Grund von Mietpreisen und Praxen der Exklusion unwahrscheinlich, dass in einem sehr reichen Viertel viele Menschen leben, die Arbeitslosengeld II beziehen. Für die Dimension sozio-ökomische Lage ziehen wir sodann zum einen den Anteil jener, die Arbeitslosengeld gemäß SGB II beziehen, und zum anderen den der sozialversicherungspflichtig Beschäftigten als Indikatoren heran. Dabei handelt es sich jeweils um den Anteil an der erwerbsfähigen Bevölkerung im Stadtteil (bzw. in Städten, in denen die Erwerbsfähigkeit nicht dokumentiert ist, der Bevölkerungsanteil von 15 bis 64 Jahren). Ersteres verstehen wir als Indiz für weniger wohlhabende Viertel, letzteres als Hinweis für eine verbreitete Wahrnehmung von Absicherung und Situiertheit. Für die zweite Dimension Migration greifen wir auf die beiden Indikatoren Anteil an Menschen mit Migrationshintergrund sowie an Ausländer*innen zurück. Die Daten für den ersten Indikator sind für die Städte Erfurt, Kiel, Rostock und Magdeburg nicht verfügbar und dort, wo sie vorliegen, unterschiedlich bestimmt. Zwecks Vereinheitlichung bestimmen wir Menschen mit Migrationshintergrund hier als Deutsche, die selbst oder deren Eltern eingewandert sind, und Personen ohne deutsche Staatsbürgerschaft. Als Indikator für das Empfinden von demokratischer In- bzw. Exklusion haben wir die Wahlbeteiligung herangezogen. Dabei interpretieren wir eine niedrige Beteiligung im Stadtteil als Indiz für eine stärkere Verbreitung von Unzufriedenheit mit aktuellen demokratischen Prozessen. Um das Alter zu erfassen, haben wir den Alters- sowie Jugendquotienten in den Blick genommen. Ersterer wird in den Kommunen einheitlich als Menschen über 65 Jahre bestimmt, letzterer variiert, wobei es sich meist um Menschen unter 18

Manchmal aber auch bis 15, 16 bzw. 20 Jahre.

Orte der Untersuchung sind die Stadtteile der jeweils größten Stadt je Bundesland im Jahr 2017 (vgl. Tabelle 1 im nächsten Kapitel). Für die Zusammenstellung des Datensatzes haben wir die statistischen Jahrbücher der Kommunen sowie deren Wahlanalysen herangezogen. In Kiel sind die räumlichen Einheiten der Erfassung der Sozialdaten nicht deckungsgleich mit den Wahlbezirken, weshalb eine Untersuchung nicht möglich war. Unser Datensatz birgt einige Schwächen: Erstens bestehen enorme Größenunterschiede zwischen den räumlichen Einheiten. Wir referenzieren deshalb auf die prozentualen Anteile je Stadtteil. Jedoch sind gerade in Berlin die Einheiten so viel größer als in den anderen Städten, dass ein Vergleich kaum sinnvoll und eine vertiefte qualitative Analyse schwierig ist. Zweitens werden dieselben Indikatoren nicht in allen Kommunen gleich erfasst und so weisen die Daten über die Städte hinweg, mit Ausnahme der Wahlbeteiligung, eine geringe Validität auf. Aus diesem Grund verzichten wir auf einen statistischen Vergleich zwischen den Städten sowie auf die Analyse multipler Regressionen. Wir analysieren die Zusammenhänge zwischen den ausgewählten Indikatoren (unabhängige Variablen) und ihrer Wirkung auf den Zweitstimmenanteil der AfD (abhängige Variable) je Stadtteil in den Städten jeweils für sich mittels einer bivariaten linearen Regression. In der Analyse lassen sich erste Tendenzen erkennen, die wir um eine relationale, qualitative Betrachtung der Einzelfälle ergänzen und mittels des Rückgriffs auf die Literatur vergleichend diskutieren. In allen Städten beobachten wir klare Diskontinuität im Gefüge der beschreibbaren Korrelationen. Wir betrachten diese genauer, zumal wir uns aus der Befragung des Spannungsverhältnisses Aufschlüsse über gesellschaftliche Entwicklungen erhoffen.

An dieser Stelle widmen wir uns den empirischen Ergebnissen und setzen diese in Bezug zu den oben eingeführten Debatten. Wir werden nun zuerst die stadtteilbezogenen Wahlergebnisse der AfD in den unterschiedlichen Städten vorstellen, dann die Ergebnisse der linearen Regressionsanalyse beschreiben und diese anschließend diskutieren. Zumal die statistische Auswertung jeweils auf der Ebene der einzelnen Städte verbleibt, gilt: Wenn im Folgenden von „hohen“ oder „geringen“ Anteilen des Stimmenanteils oder eines Indikators die Rede ist, dann bezieht sich dies immer auf die diskutierte Stadt und ist als relative und nicht absolute Beschreibung zu bewerten.

Innerhalb der einzelnen Städte sind die Wahlergebnisse zwischen den Stadtteilen, wie in Tabelle 1 deutlich zu sehen ist, stark polarisiert. In Hamburg und Leipzig beträgt die Differenz zwischen dem höchsten und dem tiefsten Wahlergebnis über 20 %; lediglich in Kiel, Mainz und München liegen sie in unserem Sample unter 10 %, überall sonst ist die Differenz zumindest zweistellig. Die oben bereits angesprochene Polarisierung zwischen Ost- und Westdeutschland wird deutlich sichtbar. Zum einen sind in den Städten Ostdeutschlands die Wahlergebnisse der AfD durchweg höher als in Westdeutschland: Erfurt (18,5 %), Leipzig (18,3 %), Magdeburg (17,6 %) und Rostock (14,7 %) sind die vier Städte mit dem höchsten Zuspruch in unserem Sample. Umgekehrt erzielte die Partei in keiner westdeutschen Stadt ein zweistelliges Resultat – am schlechtesten schnitt sie in Kiel (6,9 %) ab. Zum anderen fällt auf, dass in den Städten Ostdeutschlands in der Tendenz die Polarisierung der Wahlergebnisse (Standardabweichung) stärker ausfällt als im Westen. Besonders auffällig ist Leipzig mit einer Standardabweichung von 6,3. Der niedrigste Zuspruch zur AfD beträgt hier 7,7 % in der Südvorstadt, der höchste 29,5 % in Lausen-Grünau.

In Tabelle 2 sind die Ergebnisse der bivariaten linearen Regressionsanalyse zusammengefasst. Wichtig ist: Mittels der Regressionsanalyse können wir nur Aussagen darüber treffen, ob der Anteil an Menschen einer bestimmten Personengruppe innerhalb eines Stadtteils mit der Wahl der AfD korreliert; es ist keine Aussage darüber, dass die entsprechende Gruppe auch die Rechtsaußen-Partei wählt. Aus den aufgezeigten Korrelationen ist zudem nicht auf Kausalitäten zu schließen – sie geben Hinweise, sind aber kein Erklärendes. Die Werte des Regressionskoeffizienten sind getrennt voneinander und wie folgt zu interpretieren: Steigt die unabhängige Variable auf der Städteebene um einen Prozentpunkt, dann nimmt bei einem positiven Regressionskoeffizienten der Anteil der Stimmen für die AfD um den dargestellten Wert des Regressionskoeffizienten zu. Ein negativer Wert zeigt, dass die Regressionsgerade fällt und der Zuspruch beim Steigen der unabhängigen Variabel abnimmt. Die Erklärungsgüte des Modells wurde als signifikant interpretiert, wenn der p-Wert des F-Wertes niedriger als 0,05 ist und das adjustierte R-Quadrat höher als 0,1 liegt.

Die Ergebnisse sind heterogen, dennoch lassen sich relevante Zusammenhänge beschreiben. Am deutlichsten tritt der Indikator Wahlbeteiligung hervor. Mit Ausnahme von Erfurt, wo kein Zusammenhang sichtbar wurde, gilt: Je tiefer die Wahlbeteiligung, desto höher der Zweitstimmenanteil der AfD. In 8 Städten ist der Zusammenhang sehr signifikant ausgeprägt. In den Städten Berlin (-0,687*), Hamburg (-0,347***), Köln (-0,339***), Leipzig (-0,367**) und Stuttgart (-0,485***) handelt es sich bei der Wahlbeteiligung um den über alle Werte hinweg am stärksten ausgeprägten Wert. In Bezug auf Menschen, die SGB II beziehen, beobachten wir in 11 von 15 Städten einen positiven Zusammenhang mit dem Zweistimmenanteil der AfD. In 6 Fällen ist der Zusammenhang hoch signifikant. In den Städten München (3,493***), Frankfurt am Main (1,485***), Mainz (0,824*), Hannover (0,733***), Bremen (0,636***) und Magdeburg (0,604*) handelt es sich hierbei – bisweilen mit Abstand – um die am stärksten ausgeprägten Regressionskoeffizienten. In 7 der 12 Städte, für die Daten zum Anteil an Menschen mit Migrationshintergrund vorliegen, ist der Zusammenhang positiv; in Leipzig (-0,325***) und Berlin (-0,280**) hingegen negativ. Für die ostdeutschen Städte Erfurt, Magdeburg und Rostock liegen hier keine Daten vor. Der Anteil an Ausländer*innen ist besser erfasst. Wir beobachten in 7 von 15 Fällen eine positive Korrelation mit dem Zweitstimmenanteil der AfD; in Berlin (-0,453**) und Leipzig (-0,345**) ist auch hier der Zusammenhang negativ. In Erfurt, Frankfurt am Main, Magdeburg, Mainz, Saarbrücken und Stuttgart ergaben sich keine signifikanten Korrelationen. In Rostock (0,828**) und Potsdam (0,446*) hingegen ist der Anteil an Ausländer*innen der über alle Werte hinweg am stärksten ausgeprägte Regressionskoeffizient. Wichtig scheint uns, dass insgesamt – mit Ausnahme der beiden genannten ostdeutschen Städte – die migrationsbezogenen Regressionskoeffizienten im Vergleich zum Anteil an SGB II und der Wahlbeteiligung deutlich niedriger ausfallen. Überrascht hat uns der Jugendquotient. In 11 von 15 Fällen korreliert dieser positiv mit der Wahl der AfD; in 5 Fällen ist die Ausprägung gar hoch signifikant. In Stuttgart (0,394**), Saarbrücken (0,371**) und Köln (0,327***) weist der Jugendquotient verglichen zu den anderen Variablen einen hohen Regressionskoeffizienten auf. Der höchste Wert findet sich im Städtevergleich in Rostock (0,553*). In Saarbrücken ist es gar der am stärksten ausgeprägte Regressionskoeffizient. Der Altersquotient hingen schlägt nur in 5 von 15 Fällen zu Buche und lediglich in Erfurt (0,137*), wo ansonsten keine Korrelationen auftreten, ist dieser an sich lediglich signifikante und schwach ausgeprägte Wert der am stärksten ausgeprägte. In den Städten, in denen beide altersabhängigen Quotienten Zusammenhänge aufweisen, besitzen jene für den Altenquotienten stets einen niedrigeren Regressionskoeffizienten.

Wir haben in diesem Beitrag nach der Wirkmächtigkeit der vier Dimensionen sozio-ökonomische Lage, Migration, Zuspruch zur Demokratie und Altersstruktur auf den Anteil der Zweitstimmen der AfD bei der Bundestagswahl 2017 in Städten gefragt. Mit unserer Analyse der Wahlergebnisse sowie von Sozialdaten auf der Ebene von Stadtteilen in der jeweils größten Stadt je Bundesland können wir vier Aspekte darlegen. Erstens, Städte sind hinsichtlich des Zuspruchs zur AfD erheblich und kleinteilig polarisiert; sie sind somit, zweitens, bei weitem nicht homogene, progressive Orte; drittens divergieren die Gründe der Polarisierung innerhalb der einzelnen Städte; und viertens ist in den Zusammenhängen keine klare Ost-West-Polarisierung auszumachen.

Grob können aus den untersuchten Städten zwei prototypische Stadtteile benannt werden, in denen die AfD stark abschneidet: Erstens, und dies ist das prägendste Muster in unserem Sample, Stadtteile, die sozio-ökonomisch marginalisiert, von einem hohen Anteil an Migrant*innen sowie von einem hohen Jugendquotienten und einer niedrigen Wahlbeteiligung geprägt sind. Statistisch finden wir diese eher in westdeutschen Städten als in Ostdeutschland, aber auch Rostock und Potsdam tendieren in dieser Richtung. Zudem haben wir in unserer vertieften Analyse auch in Leipzig Stadtteile gefunden, auf die diese Beschreibung zutrifft. Beim zweiten Typ Stadtteile handelt es sich um sozio-ökonomisch eher gehobene Viertel, die historisch konservativ geprägt sind, wo die Wahlbeteiligung hoch ist, kaum Arbeitslosigkeit herrscht und auch kaum Migrant*innen leben. Wir haben diese primär für Leipzig beschreiben können, finden solche Stadtteile aber auch in Frankfurt am Main und Potsdam. In Leipzig handelt es sich insbesondere um in jüngerer Zeit eingemeindete und/oder von Eigenheimsiedlungen geprägte Stadtteile. Ein drittes Phänomen können wir auf der Ebene von Städten in Ost und West beschreiben. Es sind Städte, in denen die Indikatoren kaum mit dem Stimmenanteil für die AfD korrelierten und davon auszugehen ist, dass in diesen Städten, auf hohem oder niedrigem Niveau, die AfD quer durch alle sozialen Milieus Zuspruch findet. In Bezug auf die leitende These schließen wir, dass die AfD sehr wohl in eher marginalisierten Stadtteilen stärker abschneidet als in besser gestellten, was aber weder heißt, dass sie dies in allen marginalisierten Stadtteilen tut, noch dass sie nicht auch in eher wohlhabenden Vierteln gut abschneiden kann.

Deutlich wird, dass die gesellschaftlichen Bruchlinien des Erstarkens der extremen Rechten nicht nur zwischen Ost- und West sowie Stadt und Land, sondern eben auch mitten durch die Städte in Ost wie West verlaufen. Das für die Städte gezeichnete Bild ist ein weiterer Beleg dafür, dass es den Osten und den Westen so nicht gibt. Unterschiede sind nicht zu negieren, sie lassen sich aber keinesfalls auf binäre Territorialisierungen reduzieren. Mit Blick auf die Ursachensuche für das Erstarken der extremen Rechten in Deutschland ist uns Folgendes wichtig: Die polarisierte Debatte, ob nun eher sozio-ökonomische oder identitätspolitische Faktoren ausschlaggebend sind, ist nicht zielführend. Die Ergebnisse deuten darauf, dass keinem der Indikatoren ein Primat zugesprochen werden kann und sie in ihrer Multidimensionalität und Wechselwirkung zu betrachten sind. Gezeigt haben wir insgesamt, wie wichtig es ist, politische Prozesse auch in eher kleinen räumlichen Skalen zu betrachten. Dennoch, letztlich stoßen auch wir mit den statistischen Methoden an Grenzen. Die wichtige Frage nach Prozessen der Willensbildung, wie genau die verschiedenen Indikatoren wirkmächtig werden und ob – und wenn ja, wie – sie für die Menschen von Relevanz sind, lässt sich nur mittels qualitativer Forschung vor Ort herausarbeiten. Das bisweilen heterogene Bild unserer Erhebung zeigt: Es bedarf des lokal spezifischen Wissens, wenn die Muster entschlüsselt werden sollen – nur so kann das Bild schlüssiger und zugleich komplexer werden.