Højreradikalisme – et luksusgode for globaliseringsudsatte i lige samfund?
Forfattere: David Vestergård Ulrichsen, Emil Bargmann Madsen
Tidsskrift: politica (2018-02-05)

## David Vestergård Ulrichsen og Emil Bargmann Madsen Højreradikalisme - et luksusgode for globaliseringsudsatte i lige samfund? 1

Tilslutningen til højreradikale partier varierer betragteligt på tværs af europæiske lande. Mens partierne nyder stor tilslutning i fx Danmark og Holland, opnår de markant mindre popularitet i lande som Portugal og Estland. Vi undersøger, om økonomisk ulighed påvirker opbakningen til højreradikale partier, og hvorvidt dette gør sig særligt gældende for globaliseringstabere. Dernæst tester vi, om sammenhængene er styrket efter begyndelsen på den økonomiske krise. Med multilevelmodellering af tværsnitsdata fra 16 europæiske lande i 2006 og 2010 viser vi, at økonomisk ulighed mindsker opbakningen til højreradikale partier, særligt blandt økonomisk globaliseringsudsatte vælgere, både før og efter krisens begyndelse. Vi argumenterer for, at ulighed øger betydningen af vælgeres økonomiske interesser for deres stemmeadfærd men mindsker vigtigheden af værdipolitiske spørgsmål. Derfor stemmer færre på højreradikale partier, der hovedsageligt mobiliserer vælgere på værdipolitiske emner.

En af de mest markante politiske udviklinger i Europa inden for de seneste tre årtier har været den politiske opblomstring af ældre, og dannelse af nye, radikale højrefløjspartier. Partier som Vlaams Belang i Belgien, FPÖ i Østrig og Dansk Folkeparti har formået både at blive repræsenteret i nationale parlamenter og opnå forbløffende valgresultater (Rydgren, 2008: 737). Disse højreradikale partier accepterer de demokratiske spilleregler, og deres værdipolitiske position indbefatter et stærkt etnonationalistisk budskab og en restriktiv retspolitik. Desuden fremhæver flere, at partierne alle fremsætter en kritik af det etablerede politiske system og dets partier samt en opfattelse af, at de som eneste partier repræsenterer 'folket' (Rydgren, 2008: 738; Müller, 2016: 19). I modsætning til partiernes fælles værdipolitik adskiller de sig væsentligt med hensyn til deres økonomiske politik (Rydgren, 2005; Mudde, 2007). De individuelle årsager til at stemme på højreradikale partier er velundersøgte, og flere studier har fremhævet et væld af faktorer, herunder socioøkonomiske forhold som socialklasse, uddannelse og arbejdsmarkedstilknytning samt værdipolitiske holdninger (Arzheimer og Carter, 2006; Zhirkov, 2014; Rydgren, 2008; Ivarsflaten, 2008). Ser vi på makrovariable er litteraturen dog præget af større uenighed. Med hensyn til socioøkonomiske forhold finder nogle, at lav arbejdsløshedsrate og høj velstand øger tilslutningen til højreradikale (se fx Lucassen og Lubbers, 2012; Coffé, Heyndels og Vermeir, 2007; Stockemer, 2016; Arzheimer og Carter, 2006), mens andre finder, at dårlige socioøkonomiske kår øger opbakningen til højreradikale (Arzheimer, 2009). Derudover finder Arzheimer (2009), at asylansøgerantal øger tilslutningen til højreradikale, mens Stockemer (2016) ikke finder nogen effekt af antallet af indvandrere.

Senest er partiernes elektorale succes blevet kædet sammen med den markant stigende økonomiske ulighed i flere vesteuropæiske lande siden 1970'erne (Kirkpatrick, 2015; Schnurer, 2016). Opbakningen til højreradikale partier har været støt stigende siden ca. 1985 og nåede sit højdepunkt med gennemsnitligt 7,8  pct.  af  stemmerne  til  nationale  valg  i  2002.  De  seneste  år  har  også  vist lignende  tendenser  med  gennemsnitlig  7,2  pct.  af  stemmer  til  højreradikale partier  i  2010.  Denne  udvikling  er  sammenfaldende  med  en  gennemsnitlig stigning  i  Gini-koefficienten  efter  skat  og  overførsler  fra  ca.  27  i  starten  af 1980'erne til ca. 30,8 2 i 2010. Hvorvidt ulighed faktisk påvirker opbakningen til  højreradikale partier er dog endnu uvidst. Relativt få studier har beskæftiget  sig  med  sammenhængen  mellem  de  to  fænomener  (Han,  2016),  og  få har gennemført komparative statistiske test, der rækker ud over det nationale (Coffé, Heyndels og Vermeir, 2007) eller regionale niveau (Jesuit, Paradowski og Mahler, 2009). Som forklaring på blandt andet Brexit, valget af Trump og Marine Le Pens popularitet har fremtrædende forskere argumenteret, at stigende ulighed særligt øger tilslutningen til højreradikale politikere blandt vælgere, der føler sig tabt af globaliseringen (Inglehart og Norris, 2016). Hvorvidt økonomisk ulighed særligt øger sandsynligheden for at stemme højreradikalt hos globaliseringsudsatte vælgere, er dog ikke undersøgt empirisk. I denne artikel undersøger vi derfor, om ulighed påvirker vælgernes opbakning til højreradikale partier, og om det særligt gør sig gældende for globaliseringsudsatte vælgere. For det andet undersøger vi, om sammenhængene mellem globaliseringsudsathed, ulighed og  partivalg  er  stærkere  efter  begyndelsen  på  den  økonomiske  krise  i  2008 .  Rationalet er, at krisen har øget vælgernes økonomiske risici, hvorfor ulighed og globaliseringsudsathed vil have større betydning for individets partivalg efter krisens indtog.

## Teori: ulighed og opbakning til højreradikale partier

Eftersom Han (2016) er den eneste, der har undersøgt sammenhængen mellem ulighed og opbakning til højreradikale partier med tværnationalt, individuelt vælgerdata, diskuterer vi først hans studie, hvorefter vi redegør for undersøgelsens begrænsninger og viser, hvad vi bidrager med.

Han argumenterer  for,  at  landes  ulighedsniveauer  har  forskellige  effekter på tværs af indkomstgrupper (2016: 61). Ulighed forventes at øge fattiges men mindske riges tilbøjelighed til at stemme på højreradikale partier. Han tager udgangspunkt i social identitetsteori (Han 2016; Shayo, 2009) og antager, at menneskers vigtigste politiske identiteter er klasse og nationalitet. Som faktorer  for  stemmeadfærd udgør identiteterne et nulsumsspil, hvor større betydning af den ene faktor nødvendigvis mindsker betydningen af den anden faktor. Nationalidentiteten indbefatter blandt andet holdning til fremmede (Han, 2016: 56). Rationalet er herefter, at fattiges klasseidentitet har mindre status i mere ulige lande men større status i mere lige lande. Da individer antages at ville fremme identiteter, hvor de står stærkest, vil fattige lægge vægt på deres nationalidentitet i mere ulige lande. Med henvisning til tidligere litteratur argumenterer Han for, at socioøkonomisk laverestående vil tendere mod at have nationalistiske værdier, hvorfor de vil stemme højreradikalt (Han, 2016: 57). Færre rige personer vil derimod stemme højreradikalt ved højere niveauer af ulighed, da deres økonomiske identitet styrkes med stigende ulighed.

Han finder støtte til sin hypotese, men der er flere forhold, der motiverer en yderligere test af sammenhængene. For det første er hans analyse sårbar over for  hans  casevalg.  Blandt  andet  ekskluderes  Fremskrittspariet  (NO)  og  Pim Fortuyn List (NL) i de primære modeller, fordi de efter sigende er mindre restriktive over for immigration (Han, 2016: 59, fodnote 15), hvilket dog ikke er tilfældet ifølge Hans egen datakilde (2016: Appendix A: 1). Når partierne medtages, bliver sammenhængene insignifikante, hvorfor resultaterne bør efterprøves (2016: 59). For det andet afgrænser Han sin population til vesteuropæiske lande. Vi inkluderer central- og østeuropæiske lande, da de på to afgørende områder er sammenlignelige med vesteuropæiske. Dette skyldes, at flere af landene både har partier med samme værdipolitiske kerne som de vesteuropæiske (se fx Mudde, 2007: 2-4; Pirró, 2014a og 2014b; Bustikova og Kitschelt, 2009), og samtidigt fordi landenes partikonkurrencer centrerer sig om økonomiske og værdipolitiske skillelinjer (Bértoa, 2014). For det tredje bruger Han indkomst som individfaktor. Vi anvender globaliseringsudsathed, der teoretisk både indfanger jobrisici og indkomstniveau, fordi globalisering fremhæves af flere som den strukturelle forandring, der forklarer popularitetsstigningen blandt højreradikale partier (Swank og Betz, 2003; Kriesi et al., 2006).

## Vores argument: ulighed og økonomisk stemmeadfærd

Vores argument lægger sig i forlængelse af Hans (2016), derved at vælgernes partivalg antages at afspejle en afvejning mellem to, til tider modsatrettede, holdningsdimensioner. Hans teoretiske udgangspunkt er socialidentitetsteori, hvorfor han fokuserer på klasse- og nationalidentitet. Vores argument omhandler i stedet vælgernes økonomiske interesser og deres holdning til værdipolitik, herunder indvandring. Mens Han forventer, at større ulighed vil mindske betydningen af klasseidentiteten blandt socioøkonomisk dårligere stillede vælgere, forventer vi, at ulighed generelt øger vigtigheden af vælgernes økonomiske interesser for deres partivalg. Derfor forventer vi i modsætning til Han, at færre vil stemme på højreradikale, når uligheden er forholdsvis udbredt. Rationalet bygger på to antagelser: For det første at højreradikale partier anses som de bedste til at sikre en restriktiv immigrations- og retspolitik, og for det andet at traditionelle venstreorienterede og borgerlige partier anses som bedre end højreradikale til at sikre vælgernes økonomiske interesser. 3 I lande med højreskæve indkomstfordelinger vil størstedelen af vælgerne ligge under landets middelindkomst (Meltzer og Richard, 1981). Flertallet af vælgerne vil kunne se, at nogle af deres medborgere har markant større indkomster end dem selv, og at de selv kunne have en større indkomst. Derfor vil de efterstræbe at mindske forskellen, hvilket både kan ske via øget omfordeling eller bedre løn. Jo større uligheden er, desto større er den potentielle gevinst ved politikker, der enten omfordeler indkomster eller forbedrer ens lønforhold gennem fx forhøjet produktivitet. I meget lige lande vil gevinsten være relativt lille, hvorfor vælgerne vil fokusere på værdipolitiske spørgsmål. I mere ulige lande vil gevinsten være større, hvorfor vælgernes økonomiske interesser betyder mere for deres partivalg. Eftersom vælgerne antages at vurdere højreradikale partier som dårligere til at tilgodese vælgernes økonomiske interesser, vil færre stemme højreradikalt ved høje niveauer af ulighed.

I  samspil  med  ulighed  fokuserer  vi,  i  modsætning  til  Han  (2016),  på globaliseringsudsathed som individfaktor fremfor indkomst. Argumentet beror på de seneste årtiers stigende økonomiske globalisering i form af liberaliseringerne på kapital- og arbejdsmarkederne, der har medført øgede jobrisici og økonomisk usikkerhed for bestemte vælgergrupper, der står tilbage som tabere af  globaliseringen. Derfor vil de i højere grad efterspørge politikker, der tilgodeser deres økonomiske interesser (se fx Walter, 2010; Iversen og Soskice, 2001). De økonomiske effekter af stigende globalisering er dog heterogene afhængigt af, hvor konkurrenceudsat ens sektor er samt ens kompetenceniveau. Udsathed  indbefatter  konceptuelt  både  konkurrenceudsathed  på  sektor-  og jobfunktionsniveau samt eksponering over for globale kapitalstrømme. Mens øget  kompetenceniveau altid mindsker ens udsathed, er effekten af ens sektors udflytningspotentiale afhængig af ens kompetenceniveau (Walter, 2010). Borgere med et højt kompetenceniveau profiterer af at arbejde i internationalt konkurrenceudsatte sektorer, fordi den øgede globale konkurrence om langtuddannet arbejdskraft øger uddannelsespræmien for disse personer (Iversen og Soskice, 2001). Omvendt vil det øge udsatheden for personer med lavt kompe- tenceniveau, hvis de arbejder i sektorer, der er lette at udflytte (Walter, 2010). Interaktionen  mellem  borgeres  kompetenceniveau  og  deres  sektors  konkurrenceudsathed  er  væsentlig  og  kan  potentielt  forklare,  hvorfor  tidligere  studier, der kun har fokuseret på sektorers konkurrenceudsathed, ikke har fundet sammenhæng mellem udsathed på sektorniveau og præferencer for omfordeling (Rehm, 2009). Hvorvidt globaliseringsudsatte ser venstreorienterede eller borgerlige partier som garanter for at sikre deres økonomiske interesser, er et empirisk spørgsmål, da begge partigrupper argumenterer for hver deres løsning på globaliseringsudsattes problemer. Med udgangspunkt i litteraturen om politisk  økonomi  bør  de  udsatte  vælgere  stemme  på  venstreorienterede  partier (Walter, 2010; Rehm, 2009). Eftersom vælgerne oplever større jobrisici, bør de støtte venstrefløjspartierne, da de sikrer de udsattes indkomst bedst i tilfælde af arbejdsløshed og vil investere i aktiv arbejdsmarkedspolitik. Omvendt har borgerlige partier også et svar på udfordringerne. Lavere skatter vil mindske produktionsomkostningerne i form af løn uden at ændre lønmodtagernes købekraft, hvilket øger virksomhedernes konkurrenceevne og derigennem skaber flere  jobs.  Derudover  vil  et  mindre  skattetryk  øge  investeringer  i  produktionsapparater, øge produktiviteten og derigennem skabe arbejdspladser, bedre lønforhold og velstand. Om globaliseringsudsatte så stemmer venstreorienteret eller borgerligt, er dog mindre væsentligt for vores undersøgelse, da begge stemmevalg implicerer, at de fravælger højreradikale partier.

Forventningen vil derfor være, at globaliseringsudsatte i højere grad stemmer ud fra deres økonomiske interesser i mere ulige lande og derfor er mindre tilbøjelige til at stemme højreradikalt. Dette skyldes, at globaliseringsudsatte enten kan opnå større omfordeling i mere ulige samfund, eller at jobskabelse og produktivitet bliver mere afgørende for deres partivalg på bekostning af spørgsmål om indvandring og retspolitik. I modsætning til Han forventer vi altså, at udsattes økonomiske interesser bliver mere vigtige, desto større uligheden er.

H1 : Jo større uligheden er, desto færre vælgere stemmer alt andet lige højreradikalt, og det er særligt udtalt iblandt globaliseringsudsatte

I tillæg til dette undersøger vi, om sammenhængen har ændret sig efter begyndelsen på finanskrisen, dateret til Lehman Brothers-krakket den 15. september 2008. Selvom krisen ramte forskelligt på tværs af lande, måtte mange stater spare på offentlige udgifter, samtidigt med at arbejdsløsheden steg i flere lande (Eurostat, 2010). De tilsammen forværrede økonomiske forhold har forventeligt øget betydningen af ulighed samt individers globaliseringsudsathed. Derfor forventer vi en trevejsinteraktion, hvor:

H2 : Ulighed mindsker i højere grad opbakningen til højreradikale partier efter begyndelsen på den økonomiske krise, og det gælder særligt for globaliseringsudsatte

Opsamlende forventer vi i modsætning til Han, at stigende økonomisk ulighed vil øge betydningen af vælgernes økonomiske interesser for deres stemmevalg, og at dette særligt gør sig gældende blandt de mest globaliseringsudsatte vælgere, hvorfor de i mindre grad vil stemme på højreradikale partier.

## Metode og data

Inkluderede cases

Spørgsmålet om, hvilke lande, og dermed hvilke højreradikale partier, der er hensigtsmæssige at medtage i en analyse af stemmeadfærd, har været genstand for megen debat (Rydgren, 2008: 738). For det første behandler flere studier radikale højrepartier som et distinkt vesteuropæisk fænomen (fx Jesuit, Paradowski og Mahler, 2009: 282; Arzheimer, 2009: 265). En række studier inkluderer således kun EU-lande fra før østudvidelsen samt Norge (Arzheimer, 2009;  Zhirkov,  2014),  mens  andre  udvælger  få  vesteuropæiske  lande,  hvor populistiske partier har været særdeles succesfulde (Rydgren, 2008). Dette er dog problematisk, fordi det indsnævrer generaliseringspotentialet til relativt få europæiske lande med succesfulde højreradikale partier. Det ensidige fokus på meget succesrige partier er en åbenlys potentiel kilde til selektionsbias. For det andet har antallet af inkluderede cases stor betydning for resultaterne i multilevelmodellering. Et særligt problem er, at maximum-likelihood-baseret inferens i multilevelmodeller er asymptotisk og forudsætter store stikprøvestørrelser ved interaktionsled på tværs af niveauer (Stegmueller, 2013: 749). Inklusionen af disse interaktionsledled medfører, at effekten af en uafhængig variabel er forskellig mellem fx lande, hvilket giver flere parametre at estimere. 4 Det vil sjældent påvirke estimaterne af koefficienterne, at antallet af lande i stikprøven er lavt, men konfidensintervallerne vil ofte være 5-15 pct. for snævre (Stegmueller, 2013: 755). Her søger vi at løse mulige inferensproblemer ved at inkludere så mange europæiske lande som muligt, hvis blot det har været muligt at stemme på et højreradikalt parti i både 2006 og 2010. Tabel S.1 i artiklens supplerende materiale giver en oversigt over de inkluderede lande med tilhørende højreradikale partier. Vi frasorterer derved lande, der kun indgår i European Social Survey (ESS) i enten 2006 eller 2010. Eksempelvis frasorteres Kroatien, der kun indgår i 2010, og Rumænien, der kun indgår i 2006. Dette skyldes, at vi  undersøger,  om  sammenhængene  mellem  globaliseringsudsathed,  ulighed og stemmeadfærd er forskellige før og efter krisens begyndelse. Hvis forskel- lige  lande  var  inkluderet  i  2006  og  2010,  kunne  resultaterne  være  drevet  af landeforskelle og ikke tidsvariante faktorer som den økonomiske krise. I overensstemmelse med tidligere studiers argumenter frasorterer vi ligeledes lande, hvor ESS ikke har kodet et højreradikalt parti som en selvstændig svarkategori (Arzheimer, 2009: 265; Zhirkov, 2014: 289). Dette kan både være tilfældet, hvis landenes højreradikale partier er meget små eller slet ikke eksisterende. Frasorteringen  skyldes,  at  vælgernes  opbakning  til  højreradikale  partier  forudsætter muligheden for at stemme på et sådant parti, og at der kan være forskellige faktorer for henholdsvis etableringen af og opbakningen til et allerede etableret højreradikalt parti. Derved frasorteres England, Irland, Cypern, Spanien og Sverige. Dette kan skabe tvivl om validiteten af resultaterne, såfremt de frasorterede lande er meget lige lande, hvor højreradikale partier burde være populære. Derfor har vi kørt en robusthedsanalyse, hvor vi inkluderer landene i analysen. Sammenhængene ændrer hverken retning eller statistisk signifikans (se S4.3). Facevaliditeten er ligeledes markant, da alle landene med undtagelse af Sverige har større ulighed end de oprindeligt inkluderede landes gennemsnit (Solt, 2016).

## Centrale variable: stemmeadfærd og ulighed

Vi  benytter  data  for  stemmeadfærd  fra  to  runder  af  ESS  (2006  og  2010).  I begge runder har respondenterne angivet, hvilket parti de stemte på ved det seneste nationale valg. Da vi udelukkende interesserer os for forskellen mellem at stemme højreradikalt eller ikke, er den afhængige variabel derfor konstrueret som en binær variabel, hvor 1 indikerer opbakning til et højreradikalt parti (se evt. Zhirkov, 2014 for en kritik af dette).

En  potentiel  fejlkilde  er  validiteten  af  retrospektive  spørgsmål  om  stemmeadfærd, fordi respondenternes hukommelse kan være dårlig, eller fordi vælgere ofte vil angive at have stemt på vindende partier efter et valg (Han, 2016: 58). Alternativt spørger ESS's survey til, hvilket parti respondenten føler sig holdningsmæssigt  tættest  på.  Spørgsmålet  indfanger  dog  ikke  faktisk  stemmeadfærd eller strategiske proteststemmer og udgør derfor ikke et bedre alternativ.

Til at måle landes økonomiske ulighed anvender vi netto-Gini. Netto-Gini måler fordelingen af indkomst efter skatter og overførsler. Koefficienten varierer mellem 0-1. Hvis Gini er lig 0, er der fuldstændig lighed. Er Gini lig 1, ejer en person al indkomst. Koefficienten kan fortolkes som den del af populationens samlede indkomst, der skal omfordeles, for at alle er lige. Data er hentet fra Standard World Inequality Income Database (Solt, 2016).

## Individers globaliseringsudsathed

Globaliseringsudsathed er konstrueret som et indeks ud fra individers uddannelse og erhvervssektor. Som fremhævet af Walter (2010) og i teoriafsnittet vil personer med lang uddannelse, der arbejder i udflytningslette sektorer, profitere mest af globalisering, fordi det øger efterspørgslen på netop højtuddannet arbejdskraft. Omvendt vil højtuddannede i sektorer med lille udflytningspotentiale,  eksempelvis offentlig administration, profitere mindre af globalisering. Kortuddannede i beskyttede sektorer vil placere sig i midten af 'udsathedsspektrummet', dog vil de være mere udsatte end personer med lang uddannelse, der arbejder i en sektor med lavt udflytningspotentiale. Kortuddannede individer vil derimod opleve større usikkerhed på grund af udflytningsrisiko, hvorfor de er mest udsatte (Walter, 2010: 411). Indekset for globaliseringsudsathed er konstrueret som et formativt indeks med værdier fra 0 til 10, hvor 0 indikerer, at individet har meget positive effekter af øget globalisering, mens 10 indikerer høj udsathed. 5 Indekset er baseret på ESS ISCED-11 harmoniserede uddannelseskategorier samt outsourcingmuligheden i den enkelte respondents angivne sektor. Sidstnævnte er kodet efter Blinders (2007) outsourcingskala (0-100) og grupperet i fire kategorier med inspiration fra Walter (2010: 423).

## Kontrolvariable og modeller

Vores kontrolvariable inddeler vi i lande- og individvariable. Variablene er taget med, da tidligere litteratur har vist, at de enten kan korrelere med ulighed og partivalg eller med globaliseringsudsathed og partivalg. Samtidig øger det muligheden for at sammenligne vores resultater med Han, der også kontrollerer for disse variable (2016: 58). Tabel 3 viser udvalgte parametre for undersøgelsens variable.

Af landevariable kontrollerer vi dels for PPP-korrigeret log (BNP/indbygger) og vækst i BNP/indbygger, således at ulighed ikke bliver proxy for gennemsnitlig velstand.  Derudover  inkluderer  vi  landenes  arbejdsløshed,  globaliseringsafhængighed og regeringsudgifter til både pensioner, sygeforsikringer og sociale ydelser, da ulighed kunne være proxy for sociale udgifter, der tiltrak fattige immigranter, som øgede støtten til højreradikale partier. Endelig kontrollerer vi for landenes valgsystem, føderalismegrad og befolkningsandelen, der udgøres af asylmodtagere. Data er hentet fra ESS (2006; 2009), Comparative Political Data Set (Armingeon et al., 2015) og Quality of Government Data Set (Teorell et al., 2016).

Til at undersøge vores problemstilling anvender vi multilevel logit-estimation, der både imødekommer problemer med autokorrelation, hvor individer inden for samme lande vil være påvirket af landespecifikke faktorer, herunder alle niveauer af ulighed

-

00.

Pr(Højreradikal stemme)

Tabel 1 . Deskriptiv statistik for inkluderede variable

|                              | Gennemsnit   | Standard- afvigelse   | Minimum   | Maximum   |
|------------------------------|--------------|-----------------------|-----------|-----------|
| Landeniveau                  |              |                       |           |           |
| Netto Gini-koefficient       | 27,77        | 3,15                  | 23,07     | 35,86     |
| BNP pr. capita               | 34639,72     | 11405,22              | 11447,96  | 58772,36  |
| Arbejdsløshedsrate           | 7,826        | 3,354                 | 3,4       | 16,7      |
| Føderalisme a)               | 0,525        | 0,834                 | 0         | 2         |
| Proportionelt valgsystem b)  | 0,930        | 0,256                 | 0         | 2         |
| Antal asylansøgere           | 95096        | 176835,5              | 39        | 605406    |
| Økonomisk globalisering      | 80,81        | 8,040                 | 65,29     | 91,70     |
| Udgifter i pct. af BNP       |              |                       |           |           |
| Arbejdsløshedsunderstøttelse | 1,333        | 0,862                 | 0,3       | 3,6       |
| Pension                      | 8,535        | 1,822                 | 5,4       | 12,4      |
| Sygeforsikring               | 6,281        | 1,343                 | 3,6       | 8,7       |
| Individniveau                |              |                       |           |           |
| Højreradikal stemme          | 0,114        | 0,318                 | 0         | 1         |
| Globaliseringsudsathed       | 4,979        | 2,440                 | 0         | 10        |
| Alder                        | 51,46        | 16,39                 | 15        | 97        |
| Kvinde                       | 0,516        | 0,5                   | 0         | 1         |
| Medlemmer af husholdning     | 2,577        | 1,331                 | 1         | 15        |
| Indkomst                     | 5,977        | 2,632                 | 1         | 10        |
| Arbejdsløshed                | 0,049        | 0,215                 | 0         | 1         |
| Fagforeningsmedlemskab       | 0,261        | 0,439                 | 0         | 1         |

Noter:

a. Føderalisme er kodet som en kategorisk variabel, hvor 0 = ingen føderalisme, 1 = svag føderalisme og 2 = stærk føderalisme.

b. Valgsystem kodet som 0 = flertalsvalg i enkeltmandskredse, 1 = modificeret proportionalt og 2 = proportionalt. Tabel S.3 i artiklens online appendiks giver et fuldt overblik over variabelkodningen.

ulighed, og ligeledes tager højde for den binære fordeling af den afhængige variabel. Vores niveau-2-enheder er EU-lande, der indgår i ESS i 2006 og 2010, og hvor det har været muligt at stemme på et højreradikalt parti. Vores niveau1-enheder udgøres af individer i landene. Modellerne har random intercepts. Eftersom vi kun undersøger data fra 2006 og 2010, kunne vi få problemer med

23

antallet af lande. Stegmueller har tidligere vist, at den marginale statistiske fordel, som følge af ekstra enheder i multilevelanalyser, mindskes betragteligt ved 20+ enheder (Stegmueller, 2013). Med henblik på at øge vores frihedsgrader har vi begrænset vores kontrolvariable på landeniveau. Dette er en afvejning imellem at have et tilstrækkeligt antal frihedsgrader men samtidig undgå en fejlspecificeret model.

## Resultater

## Gennemsnitlig effekt af ulighed på højreradikal stemmeadfærd

Model 0 i tabel 2 har til formål at undersøge, hvorvidt der er signifikant variation i opbakning til højreradikale partier på tværs af lande. Rho-koefficienten viser, at 46 pct. af den samlede varians i opbakning til højreradikale partier skyldes forskelle mellem lande, og nul-modellen indikerer substantiel og statistisk signifikant variation i højreradikal stemmeadfærd mellem lande, hvilket også finder opbakning fra en likelihood-ratio test ( χ 2 =  2134,79, p &lt; 0,001). Dette bekræfter behovet for anvendelse af multilevelestimation.

I model 1 ser vi, at højere ulighed mindsker borgeres sandsynlighed for at stemme højreradikalt. Nedenstående figur 1 viser den forudsagte sandsynlighed for at stemme højreradikalt afhængigt af ulighed. Figuren viser, at den

Figur 1 : Forudsagte sandsynligheder for at stemme på et højreradikalt parti ved alle niveauer af ulighed

Note: Graf baseret på model 1.1 i tabel 4. Forudsagte sandsynligheder for at stemme på højreradikalt parti på tværs af Gini-koefficienter. Alle kontrolvariable sat til gennemsnit.

Tabel 2 : Effekten af økonomisk ulighed på sandsynligheden for at stemme på et højreradikalt parti

| Model 3 β S.E.   | -0,455*** 0,135 -0,0001* 0,00004 -0,014 0,067                        | Ref. Ref. -2,752 2,766 0,855 1,722 3,283 2,409 -0,000† 0,000                | -0,052 0,040 3,283 2,409 -0,000† 0,000 -0,052 0,040 3,283 2,409                                              | 0,608** 0,225 -0,010*** 0,002 -0,212*** 0,049 0,006 0,019 0,113 0,070                               | *** 0,097 -0,058 -1,048 2,103                         | -0,067 0,071 0,129 0,269                                                                               | 4,98 7,69                                       | 4,20*** 0,561                                             |
|------------------|----------------------------------------------------------------------|-----------------------------------------------------------------------------|--------------------------------------------------------------------------------------------------------------|-----------------------------------------------------------------------------------------------------|-------------------------------------------------------|--------------------------------------------------------------------------------------------------------|-------------------------------------------------|-----------------------------------------------------------|
| Model 2 β S.E.   | -0,384*** 0,090 -0,0001* 0,00004 -0,003 0,054                        | Ref. Ref. -3,224 2,220 0,531 1,553                                          | 3,814 0,780 -0,000† 0,000 -0,054 0,039                                                                       | -1,045† 0,556 0,836*** 0,176 0,423 0,342 0,691*** 0,124 -0,010*** 0,002 -0,215*** 0,049 0,006 0,019 | *** 0,107 0,113 -0,061 0,070                          |                                                                                                        | 4,66 3,86                                       | 4,52*** 0,579                                             |
| Model 1 β S.E.   | -0,485*** 0,087 -0,0001* 0,00004 0,000 0,542                         | Ref. -3,206 2,201 0,581 1,542 -3,736***                                     | 0,777 -0,000† 0,000 -0,053 0,039 -1,114* 0,825*** 0,419                                                      | 0,553 0,175 0,340 0,133*** 0,012 -0,010*** 0,002 -0,211*** 0,049 0,001 0,019                        | *** 0,109 0,113 -0,058 0,070                          |                                                                                                        | 7,60* 3,80                                      | 4,45*** 0,575 26.915                                      |
| Model 0 β S.E.   |                                                                      |                                                                             |                                                                                                              |                                                                                                     |                                                       | 2010                                                                                                   | 1,12                                            | 2,85*** 0,464                                             |
|                  | Landeniveau Netto Gini-koefficient BNP pr. capita Arbejdsløshedsrate | Føderalisme Ingen føderalisme Svag føderalisme Stærk føderalisme Valgsystem | Proportionalt Antal asylansøgere Økonomisk globalisering Udgifter i pct. af BNP Arbejdsløshedsunderstøttelse | Pension Sygeforsikring Individniveau Globaliseringsudsathed Alder Kvinde Medlemmer af husholdning   | Indkomst Arbejdsløshed Fagforeningsmedlemskab År 2010 | Globaliseringsudsathed Netto Gini-koefficient × 2010 Globaliseringsudsathed × Netto Gini-koefficient × | Globaliseringsudsathed × 2010 Konstant -1,21*** | Residualvarians Mellem lande ( ψ ) Rho ( ρ ) N(individer) |

Note: Ustandardiserede logit-koefficienter med OIM-standardfejl fra multilevel logit model med random intercepts. Tosidet test for signifikans: ***: p &lt; 0,001, **: p &lt; 0,01, *: p &lt; 0,05, †: p &lt; 0.1. Test af kategoriske variable baseret på χ 2 -tests. Koefficienter for indkomstdeciler udeladt af

præsentationshensyn.

Marginal effekt af okonomisk ulighed

-.06

0

A. Marginal effekt B. Forudsagte sandsynligheder

forudsagte sandsynlighed reduceres fra over 0,5 til 0,05, når Gini stiger fra 23 til 35, om end estimaternes usikkerheder er betragtelige for lave værdier af ulighed.

En potentiel indvending til argumentet er, at kausalretningen er modsatrettet, således at ulighed ikke mindsker stemmeandelen til højreradikale, men at højreradikale øger ligheden i lande. Teoretisk problematiserer det vores antagelse om, at højreradikale partier gennemsnitligt er mindre omfordelende end særligt centrum-venstrepartier, hvilket vi diskuterer senere. Empirisk har flere højreradikale partier været i regering eller været parlamentarisk grundlag. I vores sample er det blandt andet Dansk Folkeparti, SVP, FPÖ, Fremskrittspartiet og PVV. Partierne har dog hovedsageligt støttet eller indgået i borgerlige regeringer, der ideologisk ikke har til sigte at mindske uligheden. Derfor vurderer vi umiddelbart, at kausalretningen hovedsageligt går fra ulighed til partivalg. Ud over den samlede effekt af ulighed ser vi i tabel 2, at globaliseringsudsathed øger sandsynligheden for at stemme på højreradikale partier.

## De betingede effekter: ulighed, globaliseringsudsathed og krise

Model 2 i tabel 2 giver støtte til H1 . Interaktionsleddets statistisk signifikante negative koefficient viser, at større ulighed mindsker opbakning til højreradikale partier i højere grad, desto mere globaliseringsudsat man er. For at give en mere substantiel fortolkning af effekterne har vi i figur 2, panel A illustreret de marginale effekter af ulighed på sandsynligheden for at stemme på et højreradikalt parti, givet forskellige niveauer af globaliseringsudsathed.

Det første  interessante  ved  figuren  er,  at  ulighed  reducerer  sandsynligheden  for  at  stemme  højreradikalt  for  alle  niveauer  af  globaliseringsudsathed. Der er altså ikke tale om, at ulighed påvirker borgere modsatrettet på tværs af globaliseringsudsathed. Dette står i modsætning til Hans fund (2016), hvor personer  nederst  i  indkomstfordelingen  i højere  grad stemmer  højreradikalt, mens rige  i mindre  grad stemmer  højreradikalt  som  følge  af  større  ulighed. Selvom vi undersøger en anden individfaktor end Han (2016), bidrager begge resultater til diskussionen om samfundsfaktorers betydning for forskellige individer. Det andet interessante fund er, at ulighed i højere grad reducerer sandsynligheden for at stemme højreradikalt, desto mere globaliseringsudsat man er. Sammenhængen udtrykkes ved den forudsagte sandsynlighed for at stemme højreradikalt ved forskellige niveauer af globaliseringsudsathed i panel B. Figuren viser, at for alle niveauer af globaliseringsudsathed er sandsynligheden for at stemme højreradikalt størst, når netto-Gini er mindst, her 23. Derefter falder sandsynligheden for alle, dog klart mest for meget globaliseringsudsatte, her den solide lysegrå linje med globaliseringsudsathed lig 10.

Figur 2 : Gennemsnitlig marginal effekt og forudsagte sandsynligheder for at stemme på et højreradikalt parti

Note: Grafer baseret på model 2 i tabel 2. A: Gennemsnitlig marginal effekt af økonomisk ulighed på sandsynligheden for at stemme på et populistisk højreradikalt parti. Alle kontrolvariable sat til deres observerede niveau. B: Forudsagte sandsynligheder for at stemme på højreradikalt parti på tværs af Gini-koefficienter ved udvalgte niveauer af globaliseringsudsathed. Alle kontrolvariable sat til gennemsnit.

De marginale effektstørrelser for tre niveauer af globaliseringsudsathed i panel A (minimum, middel og maksimum) viser ligeledes væsentlige forskelle. For de mindst globaliseringsudsatte vil en marginal stigning i netto-Gini reducere sandsynligheden for at stemme højreradikalt med cirka 3 procentpoint. Kigger vi på vælgere med middelværdien af globaliseringsudsathed, 5, vil en marginal stigning i netto-Gini mindske sandsynligheden med cirka 4 procentpoint. Kigger vi slutteligt på effekterne for de mest globaliseringsudsatte, mindskes sandsynligheden for at stemme højreradikalt med cirka 6 procentpoint ved en marginal stigning i netto-Gini.

Model 3 i tabel 2 viser trevejsinteraktionen mellem ulighed, globaliseringsudsathed og 'krise'. Her forventede vi, at interaktionseffekten mellem ulighed og globaliseringsudsathed ville være stærkere i 2010, fordi krisen havde øget særligt globaliseringsudsattes økonomiske risici, hvorfor de i mindre grad ville stemme højreradikalt, H2 . Vores argument støttes dog ikke af data, da trevejsinteraktionsleddet er statistisk insignifikant.

## Diskussion og konklusion

Samlet tyder resultaterne på, at ulighed reducerer opbakningen til højreradikale partier og i særdeleshed for globaliseringsudsatte. I det følgende diskuterer vi  først,  om sammenhængene kan være drevet af forskelle i de højreradikale partiers økonomiske politik. Dernæst diskuterer vi to tendenser fra analysen. For det første er støtten til højreradikale partier større blandt de mest globaliseringsudsatte vælgere i samfund med udbredt økonomisk lighed. Dette strider mod det grundlæggende rationale inden for politisk økonomi, da vælgerne her forventes at stemme venstreorienteret (Walter, 2010). For det andet tyder det ikke på, at begyndelsen på den økonomiske krise i 2008 styrkede sammenhængen  mellem  ulighed,  globaliseringsudsathed  og  præference  for  højreradikale partier.

Hvis populære højreradikale partier er mere pro-omfordeling i lige lande, kan  dette  potentielt  forklare  variationen  i  partiernes  opbakning  i  stedet  for økonomisk  ulighed.  De  globaliseringsudsatte  kan  potentielt  anse  partierne som de udsattes velfærdsvogtere og derfor stemme på partierne på grund af, og ikke på trods af deres økonomiske interesser. Her kan dog påpeges to modargumenter.  For  det  første  indgår  både  Dansk  Folkeparti  og  særligt  Fremskrittspartiet i landenes respektive økonomisk højreorienterede blokke, selvom både Norge og Danmark er blandt de mest lige lande. Ligeledes er både FPÖ og SVP økonomisk højreorienteret men nød samtidig stor vælgertilslutning på henholdsvis 11,34 og 25,31 pct. i 2010. Derudover er højreradikale partier i Central- og Østeuropa generelt mindre økonomisk liberale end i Vesteuropa, selvom landene er mere ulige (Mudde, 2007: 129). For det andet er det mindre plausibelt,  at  landes  ulighed  og  højreradikales  økonomiske  politik  tilfældigt korrelerer stærkt, såfremt højreradikale partier i økonomisk lige lande faktisk ønsker højere omfordeling. Derimod er det plausibelt, at landes generelle økonomiske institutioner og herunder ulighedshåndtering påvirker højreradikales politiske  mulighedsrum.  I  lande  og  befolkninger,  der  værdsætter  lighed,  vil højreradikale  forventeligt  opnå  mindre  popularitet,  hvis  de  er  relativt  mere økonomisk højreorienterede end i lande med større accept af ulighed.

At  flere  globaliseringsudsatte  vælgere  stemmer  højreradikalt,  strider  mod forventningen inden for politisk økonomi, da de burde stemme venstreorienteret (Walter, 2010). Fundet kan dog skyldes andre konsekvenser af globalisering end stigende mulighed for udflytning af arbejdspladser. Sammen med liberaliseringer på kapital- og arbejdsmarkederne har globaliseringen også medført indvandring  af  immigranter,  der  potentielt  udgør  en  økonomisk  trussel  for særligt  kortuddannede,  da  flere  indvandrere  konkurrerer  om  de  samme  job på kort sigt og derigennem potentielt presser lønnen på længere sigt (Oesch,

2008). Derved kan det være økonomisk rationelt for globaliseringsudsatte at stemme højreradikalt til trods for, at partierne er mindre omfordelende end venstrefløjspartier. Med data fra 2002 viser Oesch dog (2008: 368), at opfattelsen af, om immigranter presser lønninger, kun var en medvirkende faktor til at stemme højreradikalt i et ud af fem vesteuropæiske lande, når vælgernes holdning til indvandrings påvirkning af landenes kultur var kontrolleret for. Ydermere påpeger Ivarsflaten og Stubager (2012: 132ff), at holdninger til immigranters påvirkning på landets økonomi primært bør fortolkes som del af en værdipolitisk holdningsdimension, hvor kortuddannede gennemsnitligt har mere autoritære holdninger end andre. Forfatternes argument bunder for det første i, at holdninger til immigrations økonomiske effekter korrelerer med generelle immigrationsholdninger, men ikke med generelle økonomiske holdninger. For det andet påvirkes holdninger til immigrations økonomiske effekter af  uddannelse, som påvirker værdipolitiske holdninger stærkt, men samtidig kun påvirker økonomiske holdninger marginalt (2012: 132ff). Oesch (2008: 368) finder ligeledes,  at  kulturelle  bekymringer  vedrørende  indvandring  var den stærkeste faktor for at stemme højreradikalt i 2002, og Ivarsflaten (2008) konkluderer, at indvandringsmodstand er den eneste samlende faktor for vælgerne af fem succesfulde højreradikale partier i Vesteuropa. Samlet argumenterer flere altså for, at opbakningen til højreradikale partier skyldes værdipolitiske  holdninger,  som  er  særligt  udbredte  blandt  socioøkonomisk  dårligere stillede  borgere.  At  fastlægge  hvorvidt  globaliseringsudsattes  opbakning  til højreradikale partier primært skyldes økonomiske eller værdipolitiske årsager, ligger dog uden for denne artikels formål. Eftersom ens globaliseringsposition påvirkes af ens uddannelses-/kompetenceniveau, er det dog ganske plausibelt, at globaliseringsudsattes opbakning til højreradikale partier i høj grad skyldes værdipolitiske holdninger. Nogle globaliseringsudsatte står altså antageligt i et dilemma, hvor deres værdipolitiske holdninger tilsiger dem at stemme højreradikalt,  mens deres økonomiske interesser tilsiger dem at stemme venstreorienteret eller borgerligt. Fortolkningen of de empiriske resultater støtter vores argument,  at  økonomiske  interesser  (kulturelle  præferencer)  vægtes  tungere (lettere) i mere ulige lande.

Et  andet  centralt  fund  i  analysen  er,  at  den  marginale  effekt  af  ulighed på tværs af globaliseringsudsathed er relativt ens før og efter den globale finanskrise. Dette kan bero på flere faktorer. For det første er det ikke givet, at vores mål for økonomisk krise, forskellen mellem 2006 og 2010, er et validt mål for effekten af den globale finanskrise.

Andre studier af vælgeradfærd har benyttet andre tidspunkter som mål for finanskrisens begyndelse, men har her beskæftiget sig med enkelte lande, hvor finanskrisens  udbrud  kan  afgrænses  til  specifikke  begivenheder  eller  måneder (se fx Bisgaard, 2016: 853). Respondenternes usikkerhed kunne desuden tænkes at stige kraftigt på kort sigt men på længere sigt vende tilbage til prækrise  niveauet,  hvilket  forskelle  mellem  to  år  ikke  indfanger.  For  det  andet sammenligner modellen Gini-niveauet mellem lande og tager ikke højde for interne ændringer i Gini-koefficienter. Dette kan muligvis være en kilde til det uventede  resultat.  Krisen  har  således  haft  meget  forskelligartede  effekter  på tværs af lande. Mens Holland eksempelvis har oplevet fald i uligheden på ca. 1 Gini-point, har Bulgarien oplevet en stigning i ulighed svarende til ca. 3,3 Gini-point.

Selvom den oplevede globaliseringsudsathed kan være øget for alle individer, er det svært at afgøre effekten af interaktionen med ulighed inden for et land, fordi modellerne estimerer effekten af tværnationale forskelle i Gini på to tidspunkter for lande med forskellige Gini-ændringer efter krisen. Det er således  svært  at  udlede  forholdet  mellem  ulighed,  globaliseringsudsathed  og sandsynligheden for at stemme højreradikalt.

Konkluderende viser vores resultater modsat tidligere fund i litteraturen, at sandsynligheden for at stemme på et højreradikalt parti er væsentligt større i lande med lav ulighed end i lande med høj ulighed. Uligheden har særlig stor betydning for vælgere med korte uddannelser, der arbejder i sektorer med store udflytningspotentialer. Denne dynamik viste sig dog ikke at blive forstærket gennem øget økonomisk usikkerhed efter den globale økonomiske krise.

Eftersom få studier har undersøgt betydningen af ulighedsniveauer, har vi prioriteret en grundig undersøgelse af dette i 2006 og 2010. Derfor er det oplagt fremadrettet at undersøge udvidede tidsperioder og mekanismerne yderligere samt inddrage betydningen af ulighedsændringer over tid.

## Supplerende materiale

Supplerede materiale til artiklen findes på dette link.

## Noter

1.  En stor tak til Peter Nannestad, Carsten Jensen, Kim Mannemar Sønderskov og to anonyme reviewere for grundige og konstruktive kommentarer, der alle medvirkede til at forbedre denne artikel betragteligt.
2.  Egne beregninger af gennemsnitlige stemmeandele og Gini-koefficienter for 21 OECD-lande baseret på Swank (2013) og Solt (2016).
3. Antagelsen diskuteres yderligere i diskussionsafsnittet.
4.  Denne type modellering kræver estimation af variansen på både den landespecifikke konstant og hældning, samt kovariansen mellem disse (Stegmueller, 2013: 758).
5. Afsnit 2 og tabel S.2 i det supplerende materiale giver et overblik over den konkrete kodning af globaliseringsudsathed.

## Litteratur

- Arndt, Christoph og Line Rennwald (2015). Workplace characteristics and working class vote for the old and new right. British Journal of Industrial Relations 55 (1): 137-164.

Armingeon, Klaus, Laura Knöpfel, David Weisstanner og Sarah Engler (2015). Comparative Political Data Set 1960-2013 . Bern: Institute of Political Science, University of Berne. www.cpds-data.org (12. juni, 2016).

Arzheimer, Kai (2009). Contextual factors and the extreme right vote in Western Europe, 1980-2002. American Journal of Political Science 53 (2): 259-275.

Arzheimer, Kai og Elisabeth Carter (2006). Political opportunity structure and rightwing extremist party success. European Journal of Political Research 45 (3): 419-433. Bértoa, F. Casal (2014). Party systems and cleavage structures revisited: A sociological explanation of party system institutionalization in East Central Europe. Party

- Politics 20 (1): 16-36.

Bisgaard, Martin (2016). Bias will find a way: Economic perceptions, attributions of blame, and partisan motivated reasoning during crisis. The Journal of Politics 77 (3): 849-860.

- Blinder, Alan S. (2007). How many U.S. jobs might be offshorable. CEPS Working Paper , No. 141.
- Bustikova, Lenka og Herbert Kitschelt (2009). The radical right in post-communist Europe: Comparative perspectives on legacies and party competition. Communist and Post-Communist Studies 42 (4): 459-483.
- Coffé, Hilde, Bruno Heyndels og Jan Vermeir (2007). Fertile grounds for extreme right-wing parties: Explaining the Vlaams Blok's electoral success. Electoral Studies 26: 142-155.
- ESS (2006). Round 3: European Social Survey Round 3 Data. Data file edition 3.5. NSD - Norwegian Centre for Research Data, Norway - Data Archive and distributor of ESS data for ESS ERIC.
- ESS (2010). Round 5: European Social Survey Round 5 Data. Data file edition 3.2. NSD - Norwegian Centre for Research Data, Norway - Data Archive and distributor of ESS data for ESS ERIC.
- Eurostat (2010). Impact of the crisis on unemployment so far less pronounced in the EU than in the US.

- Han, Kyung Joon (2016). Income inequality and voting for radical right-wing parties. Electoral Studies 42: 54-64.
- Inglehart, Ronald og Pippa Norris (2016). Trump, Brexit, and the rise of populism: economic have-nots and cultural backlash. HKS Faculty Research Working Paper Series RWP16-026.
- Ivarsflaten, Elisabeth (2008). What unites right-wing populists in Western Europe? Re-examining grievance mobilization models in seven successful cases. Comparative Political Studies 41 (1): 3-23.
- Ivarsflaten, Elisabeth og Rune Stubager (2012). Voting for the populist radical right in Western Europe: The role of education, kapitel 8 i Jens Rydgren (red.), Class Politics and the Radical Right . London: Routledge.
- Iversen, Torben og David Soskice (2001). An asset theory of social policy preferences. American Political Science Review 95 (4): 875-895.
- Jesuit, David K., Piotr R. Paradowski og Vincent A. Mahler (2009). Electoral support for extreme right-wing parties: A sub-national analysis of western European elections. Electoral Studies 28: 279-290.
- Kirkpatrick,  David  D.  (2015).  Voter  insecurities  feed  rise  of  right-leaning  populist politicians. New York Times , 10. december. http://www.nytimes.com/2015/12/11/ world/europe/voter-insecurities-feed-rise-of-right-leaning-populist-politicians. html?\_r=2 (12. juni, 2016).
- Kriesi,  Hans  Peter,  Edgar  Grande,  Romain  Lachat,  Martin  Dolezal,  Simon  Bornschier og Tim Frey (2006). Globalization and the transformation of the national political space: Six European countries compared. European Journal of Political Research 45 (6): 921-956.
- Lubbers, Marcel, Mérove Gijsberts og Peer Scheepers (2002). Extreme right-wing voting in Western Europe. European Journal of Political Research 41 (3): 345-378.
- Lucassen, Geertje og Marcel Lubbers (2012). Who fears what? Explaining far rightwing  preference  in  Europe  by  distinguishing  perceived  cultural  and  economic threats. Comparative Political Studies 45 (5): 547-574.
- Meltzer, Allan H. og Scott F. Richard (1981). A rational theory of the size of government. Journal of Political Economy 89: 914-927.
- Mudde, Cas (2007). Populist Radical Right Parties in Europe . Cambridge: Cambridge University Press.
- Müller, Jan-Werner (2016). Was ist Populismus? - Ein Essay . Berlin: Suhrkamp Verlag. Oesch, Daniel. (2008). Explaining workers' support for right-wing populist parties in western Europe: Evidence from Austria, Belgium, France, Norway, and Switzerland. International Political Science Review 29 (3): 349-373.
- Pirró, Andrea L. P. (2014a). Populist radical right parties in Central and Eastern Europe: the different context and issues of the prophets of the Patria. Government and Opposition 49 (4): 599-628.
- Pirró Andrea L. P (2014b). Digging into the breeding ground: insights into the electoral performance of populist radical right parties in central and eastern Europe. East European Politics 30 (2): 246-270.
- Rehm, Philipp (2009). Risks and redistribution: An individual-level analysis. Comparative Political Studies 42 (7): 855-881.
- Rydgren,  Jens  (2005).  Is  extreme  right-wing  populism  contagious?  Explaining  the emergence of a new party family. European Journal of Political Research 44 (3): 413437.
- Rydgren, Jens (2008). Immigration sceptics, xenophobes or racists? Radical right-wing voting in six West European countries. European Journal of Political Research 47 (6): 737-765.
- Schnurer,  Eric  (2016).  The  winter  of  worldwide  discontent. U.S.  News  and  World Report ,  3.  februar.  http://www.usnews.com/opinion/blogs/eric-schnurer/articles/ 2016-02-03/populist-anger-toward-the-establishment-stems-from-economic-inequality (12. juni, 2016).
- Shayo, Moses (2009). A model of social identity with an application to political economy: nation, class, and redistribution. American Political Science Review 103 (2): 147-174.
- Solt, Frederick (2016). The Standardized World Income Inequality Database. Social Science Quarterly, 97. SWIID Version 5.0, October 2014. http://fsolt.org/swiid/ (12. juni, 2016).
- Stegmueller, Daniel (2013). How many countries for multilevel modeling? A comparison of frequentist and Bayesian approaches. American Journal of Political Science 57 (3): 748-761.
- Stockemer, Daniel (2016). Structural data on immigration or immigration perceptions? What accounts for the electoral success of the radical right in Europe? Journal of Common Market Studies 54 (4): 999-1016.
- Swank, Duane (2013). Comparative Political Parties Dataset: Electoral, Legislative, and Government Strength of Political Parties by Ideological Group in 21 Capitalist Democracies, 1950-2011 . Electronic Database, Department of Political Science, Marquette University, http://www.marquette.edu/polisci/faculty\_swank.shtml (12. juni, 2016).
- Swank, Duane og Hans-Georg Betz (2003). Globalization, the welfare state and rightwing populism in Europe. Socio-Economic Review 1 (2): 215-245.
- Teorell, Jan, Stefan Dahlberg, Sören Holmberg, Bo Rothstein, Anna Khomenko og Richard  Svensson  (2016). The  Quality  of  Government  Standard  Dataset ,  version

- Jan16.  University  of  Gothenburg:  The  Quality  of  Government  Institute,  http:// www.qog.pol.gu.se (12. juni, 2016).
- Walter, Stefanie (2010). Globalization and the welfare state: Testing the microfoundations of the compensation hypothesis. International Studies Quarterly 54: 403-426.
- Werts, Han, Peer Scheepers og Marcel Lubbers (2012). Euro-scepticism and radical right-wing voting in Europe, 2002-2008: Social cleavages socio-political attitudes and contextual characteristics determining voting for the radical right. European Union Politics 14(2): 183-205.
- Zhirkov, Kirill (2014). Nativist but not alienated: A comparative perspective on the radical right vote in Western Europe. Party Politics 20 (2): 286-296.