ZUMA Nachrichten Nr. 10 - gesis.org · In diesem Sinne wird jedes untersuchte Adjektiv als...

ZUMA

Z U M A N A C H R I C H T E N

NO. 10

Mannheim

Mai 1982

Herausgegeben vom ZENTRUM FÜR UMFRAGEN, METHODEN UND ANALYSEN e. V.

B 2, 1 - 6800 Mannheim 1 - Te l . 0621 / 12003

ZUMA

I N H A L T

D ie Wirkung von Antwortvorgaben b e i Ka tegor ia lska len

Zum Problem r e p r ä s e n t a t i v e r Querschn i t te von k l e i n e n T e i l -

gruppen der Bevölkerung am B e i s p i e l des P r o j e k t s

"Lebensverl äufe und Wohl f a h r t s e n t w i c k l ung"

P r o j e k t b e r i c h t : D ie Befragung von E l i t e n i n der Bundes-

republ i k Deutsch1 and

M i t t e i l ungen aus der Computerabtei l ung

NONMET (GSK)/GLIM: B e r i c h t über d i e ZUM-Arbeitstagung

vom 16.-20.11.81

Wissenschaf t l iche Anwendung von S t a t i s t i k - S o f t w a r e : B e r i c h t

über d i e Konferenz am 14./15.1.81 b e i ZUMA

LISREL V: Ankündigung eines Workshops f ü r For tgeschr i t tene

vom 4.-7.10.82

Datenmanagement b e i q u a l i t a t i v e n Erhebungsverfahren: Ankün-

digung e i n e r ZUMA-Arbeitstagung im Januar 1983

Socia l a t t i t u d e s and psychophysical measurement

Gastprofessor b e i ZUMA: Howard E. Freeman

Se i te

3

Redaktion der ZUMANACHRICHTEN: Frank Faulbaum

ZUMA

DIE WIRKUNG VON ANTWORTVORGABEN BEI KATEGORIALSKALEN

1. E i n l e i t u n g

D ie Anwendung psychophysischer Meßmethoden au f d i e Messung von E i n s t e l l u n -

gen - zumal u n t e r feldmäßigen Bedingungen - h a t i n den l e t z t e n Jahren F o r t -

s c h r i t t e gemacht. Insbesondere d i e Einführung mehr-modal e r Magni tude-Tech-

n iken zur Skal ie rung komplexer a t t i t u d i n a l e r S t i m u l i i s t be i inha l tl i c h

forschenden Sozi01 ogen und Sozia l psychol ogen auf In te resse gestoßen, und i n

zunehmendem Ausmaß w i r d von diesen Verfahren b e i der Opera t iona l i s ie rung

von E i n s t e l l ungsvar iabl en Gebrauch gemacht (z . B. COLEMAN & RAINWATER,

1979; BECK e t a l . , 1979; WEGENER, 1980, 1982a). Diese p rak t i sche General i -

s ierung der Stevensschen Psychophysik a l s s o z i a l e Psychophysik w i r f t jedoch

Prob1 eme auf , d i e be i der Beschränkung auf sensorische Phänomene a l l e i n

n i c h t au f t re ten . Zu diesen gehört d i e Frage nach der E i n h e i t l i c h k e i t des

semantischen Verständnisses sowohl des verbalen St imulusmater ia ls a l s auch

der B e u r t e i l ungsdimensionen. Im Gegensatz zur sensorischen Psychophysik, i n

der unproblematisch davon ausgegangen werden kann, daß Versuchspersonen un-

t e r s c h i e d s l O S wissen, was d i e "Schwere e ines Gewichts", d i e "Lauthei t eines

Tons" oder d i e "Hel 1 i g k e i t e i n e r L i c h t q u e l l e " i s t , bedarf im E ins te l lungs-

bere ich d i e Frage e i n e r vorgängigen Klärung, was Bef rag te e i g e n t l i c h i n d i -

v i d u e l l u n t e r dem Ausmaß von "Sympathie", "Zustimmung", "Güte", "Wicht ig-

k e i t " oder "Präferenz" verstehen und wie d i e Tatbestände, au f d i e s i c h d i e

entsprechenden Überzeugungsstärken beziehen, gedeutet werden. I n welcher

Weise ü b t das Stimulus- und Frageverständnis e inen E i n f l u ß auf d i e Resul t a -

t e von E i n s t e l l ungsskal ierungen aus?

I n der Untersuchung, von der h i e r b e r i c h t e t w i rd , haben w i r d iese - an und

f ü r s i c h sehr weitgespannte - Frage i n einem ers ten S c h r i t t au f d i e Frage

nach der Wirkung adverb ia le r Mod i f i ka to ren eingeschränkt. Sehr, z ieml ich,

etwas s i n d B e i s p i e l e a d v e r b i a l e r Mod i f i ka to ren , d ie , wenn s i e m i t A d j e k t i -

ven gepaart werden, d i e B e u r t e i l ungsdimensionen beschreiben - etwa a l s sehr w i c h t i g , zieml i c h w i c h t i g , etwas w i c h t i g -, d i e Ausprägungen auf diesen Di-

mensionen verbal q u a n t i f i z i e r e n . I n welcher Weise geschieht d ies, f ragen

w i r , und g i b t es diesbezügl i c h i n t e r i n d i v i d u e l l e Unterschiede? I n s o f e r n ad-

v e r b i a l e Modif i katoren b e i Antwortvorgaben i n Ka tegor ia l skal ierungen auf-

tauchen, s t e h t f e s t , daß i h r e Auswahl d i e Meßresul t a t e b e e i n f l uß t ( v g l .

ROHRMANN, 1978), und wenn i h r semantisches Verständnis i n t e r i n d i v i d u e l l va-

r i i e r t , v a r i i e r e n d iese Meßergebnisse entsprechend. Das Gleiche g i l t f ü r

Graduierungskonzepte i n der Text formul ie rung auf der St imul ussei te .

Vor diesem Hin te rg rund i s t das Thema dieses Be i t rags d i e Untersuchung der

i n t e r i n d i v i d u e l l e n V a r i a b i l i t ä t bzw. Invar ianz von adverbia len Mod i f i ka to -

ren von Ad jek t i ven i n Ka tegor ia l skal en und d i e q u a n t i t a t i v e Rekonstrukt ion

der Wirkungsweise adverbia l e r Modi f i katoren überhaupt. W i r gehen so vor ,

daß w i r zunächst einem herkömmlichen Modell f ü r d i e Wirkungsweise adverbia-

l e r Mod i f i ka to ren e i n a l t e r n a t i v e s Model l gegenüberstel len, das - wie w i r

glauben - angemessener i s t , w e i l i n ihm psychophysische Erkenntnisse be-

r ü c k s i c h t i g t werden (Abschn i t te 2 und 3 ) . W i r beschreiben das empir ische

Vorgehen ( A b s c h n i t t 4 ) und untersuchen Gütemerkmal e der erhobenen Messungen

(Abschn i t t 5), um anschl ießend (Abschn i t t 6) e ine q u a n t i t a t i v e Beschreibung

der Wirkungsweise adverbia l e r Modi f i ka to ren zu geben. Abschl ießend werden

s o z i a l e Unterschiede i n bezug auf d iese Wirkungsweise a n a l y s i e r t .

2. Das herkömmliche 1 ineare Modell

W i r wo l len annehmen, daß d i e Semantik e ines q u a n t i f i z i e r e n d e n A d j e k t i v s A

i n zwei Komponenten z e r f ä l l t :

- i n e ine qua1 i t a t i v e Komponente o ( A ) , d i e d i e semantischen Dimensionen von

A widerspiegel t, so daß ! ( B ) eine Menge semantischer Einzel dimensionen

i s t und D 1 ( ~ ) , .. . , D ; ~ ( A ) e !(A);

- und i n e ine q u a n t i t a t i v e Komponente Q(A) , d i e d i e q u a n t i t a t i v e Ausprägung

des A d j e k t i v s auf den e inzelnen semantischen Dimensionen ausdrückt; Q(A)

i s t e ine Abbildung, d i e jeder semantischen Dimension e ine r e e l l zahl i g e

Ausprägung zuordnet, Q(A) : !(Al + IR.

M i t d ieser Festlegung w i r d au f d i e Frage nach der i n t e r i n d i v i d u e l l e n seman-

t i schen V a r i a b i l i t ä t oder Invar ianz , d i e uns i n t e r e s s i e r t , e ine doppel te

Antwort ve r lang t . Die V a r i a b i l i t ä t bzw. Invar ianz muß sowohl i n bezug au f

e ine q u a l i t a t i v e Dimension Dk(A) a l s auch i n bez,ug auf i h r e q u a n t i t a t i v e

Komponente Qk(A) nachgewiesen werden. Wenn w i r f ü r e ine bestimmte semanti - sche Dimension Dk(A) e o ( A ) voraussetzen, daß d i e i n t e r i n d i v i d u e l l e dimen-

s iona le Invar ianz gegeben i s t , dann umfaßt d i e Prüfung der V a r i a b i l i t ä t

bzw. Invar ianz der verbleibenden q u a n t i t a t i v e n Komponente i n bezug auf d ie -

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se Dimension 1. d i e Frage nach der q u a n t i t a t i v e n Ausprägung des A d j e k t i v s A

und 2. d i e Frage nach der Wirkung eines adverb ia len M o d i f i k a t o r s M auf A,

so daß d i e Ausprägung des durch M m o d i f i z i e r t e n A d j e k t i v s MA bestimmt wer-

den kann. Unter der Voraussetzung, daß M d i e semantische Dimension von A

n i c h t verändert , l ä ß t s i c h d i e Wirkungsweise von M auf A i n Form des f o l -

genden funk t iona len Zusammenhangs d a r s t e l l en:

H ie rbe i i s t Q(MA) d i e s u b j e k t i v e Ausprägung des m o d i f i z i e r t e n A d j e k t i v s MA

und Q(A) d i e q u a n t i t a t i v e Ausprägung des unmod i f i z ie r ten A d j e k t i v s A. Für

e i n konkretes Indiv iduum R l a u t e t d i e Beziehung:

I n der L i t e r a t u r f i n d e t man immer wieder d i e Bestät igung der folgenden 1 i-

nearen Beziehung (z. B. CLIFF, 1959; HOWE, 1962; LILLY, 1968a, 1968b; KRI-

STOF, 1966):

wobei Qij(MA) der Skalenwert des i - t e n A d j e k t i v s i n Kombination m i t dem j- ten M o d i f i k a t o r i s t ,

WMj e i n Mul t i p l i k a t i o n s k o e f f i z i e n t f ü r den j - t e n M o d i f i k a t o r ;

Qi(A) der psychologische Skalenwert des i - t e n A d j e k t i v s und

K d i e D i f f e r e n z zwischen dem bel ieb igen Nu l lpunk t der Skalen-

werte und ihrem psychologischen Nu1 1 punkt.

D ie empir ische Bestimmung der Parameter von ( 3 ) e r f o l g t i n Anlehnung an d i e

v o r b i l dgebende Untersuchung von CLIFF ( 1959) nach immer g l eichem Muster,

dem a l s Sakl ierungsverfahren Edwards Methode der sukzessiven I n t e r v a l l e zu-

grundel i e g t ( v g l . GUILFORD, 1954): D ie s i c h aus e i n e r L i s t e von Mod i f i ka to -

ren und e i n e r L i s t e von Ad jek t i ven ergebenden Adverb-Adjektiv-Kombinationen

(MA) sowie j e w e i l s d i e unmod i f i z ie r ten Ad jek t i ve (A) werden dabei au f e i n e r

Ka tegor ia lska la e i n g e s t u f t i n H i n s i c h t auf e i n e b i - p o l a r e Bewertungsdimen-

sion, d i e f ü r d i e ausgesuchten A d j e k t i v e f ü r bedeutungsvoll gehal ten wird;

b e i CLIFF (1959; und KRISTOF, 1966) etwa au f der Dimension ungünst ig - gün-

s t i g i n H i n s i c h t au f d i e e th ische Beur te i lung von Menschen und i n H i n s i c h t

auf d i e A d j e k t i v e böse, verachtenswert, n e t t , angenehm, bezaubernd usw. A l s

R e s u l t a t ergeben s i c h Skalen der m o d i f i z i e r t e n A d j e k t i v e Q. .(MB) und Skalen 1 J

der unmod i f i z ie r ten A d j e k t i v e Q i ( ~ ) , f ü r d i e d i e Parameter w~~ und K der

1 inearen Beziehung ( 3 ) paarweise geschätzt werden können.

Es i s t h i e r b e i Ausdruck der benutzten Meßoperation, daß i n t e r i nd i v idue l 1 e

Unterschiede n i c h t i n Erscheinung t r e t e n und n i c h t un te rsuch t werden kön-

nen. Bei der Methode der sukzessiven I n t e r v a l l e werden f ü r d i e Skala der

m o d i f i z i e r t e n und d i e der unmod i f i z ie r ten A d j e k t i v e Werte f ü r a l l e I n d i v i -

duen gemeinsam e r m i t t e l t , so daß d i e Frage nach der V a r i a b i l i t ä t bzw. der

i n t e r i n d i v i d u e l l en Invar ianz im Rahmen des C l i f f s c h e n Untersuchungsansatzes

gar n i c h t behandelt werden kann. (Dasselbe g i l t f ü r Thurstones Paarver-

gleichsmethode, d i e b e i CLIFF ( 1959) und b e i Repl ikat ionsuntersuchungen i n

der Regel a l s Absicherung p a r a l l e l zur Methode der sukzessiven I n t e r v a l l e

angewendet wurde.

Eine zwei te Impl i k a t i o n des Untersuchungsansatzes 1 i e g t ebenfa l l s auf der

Hand: Die Skalen der m o d i f i z i e r t e n und unmod i f i z ie r ten A d j e k t i v e beziehen

s i c h immer auf a l l e Ad jek t i ve , d i e i n d i e Erhebung eingehen, zug le ich . W i r

e r h a l t e n z. B. e ine Skala, auf der d i e A d j e k t i v e böse, verachtenswert,

n e t t , angenehm, bezaubernd usw. a l s Werte anges iede l t s i n d bzw. e ine Skala,

auf der Skalenwerte f ü r sehr böse, sehr verachtenswert, sehr n e t t usw. be-

st immt werden. Dies i s t so unabhängig davon, ob d i e Reihe der A d j e k t i v e e i n

eindimensionales Kontinuum d a r s t e l l t oder n i c h t und unabhängig davon, ob

d i e Bewertungsdimension i n den Einschätzungen (etwa ungünst ig - güns t ig )

überhaupt angemessen da fü r i s t , e ine solche E i n d i m e n s i o n a l i t ä t zu er fassen.

Darüber hinaus geht i n d i e Kons t ruk t ion gemeinsamer Skalen a l l e r modi f i -

z i e r t e n bzw. unmod i f i z ie r ten A d j e k t i v e u n d i s k u t i e r t und n i c h t überprüfbar

d i e U n t e r s t e l l u n g e i n , daß d i e Wirkung der Mod i f i ka to ren b e i den e inzelnen

Ad jek t i ven g l e i c h i s t ; daß, m i t anderen Worten, d i e Mod i f i ka to rw i rkung von

z. B. sehr auf böse n i c h t unterschieden i s t von der von sehr auf nett. Die-

se unterste1 1 t e Kontext- und Themeninvari anz i s t n i c h t weniger prob1 ema-

ti sch a l s d i e Invar ianz des i n t e r i n d i v i d u e l l en semantischen Verständnisses

der A d j e k t i v e se lbs t .

ZUMA

Vor dem Hin te rg rund d ieser K r i t i k an der herkömmlichen Forschung zur W i r -

kungswei se adverbia l e r Modif i katoren w i r d im f o l genden e i n a l t e r n a t i v e s

Vorgehen entworfen, das Gleichung ( 2 ) zum Ausgangspunkt nimmt und d i e Funk-

t i o n f k o n t e x t s p e z i f i s c h und bezogen auf Ind iv idua lda ten zu bestimmen

sucht.

3. E i n ~ s v c h o ~ h v s i s c h e s Modell

Wenn w i r von der E i n h e i t der Empfindungen unserer Sinne ausgehen, wie es

d i e moderne Psychophysik t u t und durch empir ische Untersuchungen b e s t ä t i g t

f i n d e t , und insbesondere von der "Dok t r in anal Oger sensor ischer A t t r i b u t e

und Qual i t ä t e n " i n a l l e n Wahrnehmungsmodal i t ä t e n (MARKS, 1978: 4 9 f f ) , dann

erwarten w i r g l e i c h a r t i g e Gesetzmäßigkeiten und Verarbei tungsregel n i n a l l

unseren Sinneserfahrungen. Dieser Einhei t sges ich tspunk t 1 ä ß t s i c h n i c h t au f

d i e re inen sensorischen Dimensionen einschränken, sondern e r s t r e c k t s i ch

zwangsläuf ig auch - durch unsere s t i m u l i e r t e n Reaktionen, d i e v i e l f ä l t i g

se in können, - au f v o r g e s t e l l t e und symbol i sche Phänomene: auf Zahlen, Wor-

t e , Metaphern und synästhet ische Anal ogien. Die bes t untersuchte und am

e in fachs ten zu schematisierende Qual i t ä t von Wahrnehmungsphänomenen i s t I n -

t e n s i t ä t . W i r wissen z. B., daß i n bezug au f v a r i a b l e R e i z i n t e n s i t ä t e n Si

( i n Energiebeträgen gemessen) d i e korrespondierenden Empf i ndungsintensi -

t ä t e n Yi a l s Potenzfunkt ion d ieser Re iz in tens i t ä t e n v a r i i e r e n , so daß

yi = a S$ Um empir isch zu diesem Ergebnis zu kommen, h a t s i c h herausge-

s t e l l t, daß f ü r d i e Messung der Reakt ionsindikatoren der Empf indungsstärken

Magnitude-Verfahren benutz t werden müssen; wobei inzwischen nachgewiesen

werden kann (SARIS e t a l . , 1980; WEGENER, 1982b), daß d i e Magnitude-Reak-

t ionen s i c h a l s Potenzfunkt ionen der l a t e n t e n Empf indungsintensi täten e r -

k l ä r e n lassen. Es e r g i b t s i c h au f d iese Weise e i n geschlossenes System der

Reiz-, Empfindungs- und Reaktionsstärken, aus dem insbesondere hervorgeht,

daß auch zwischen Magnitude-Reaktionen m i t un te rsch ied l i chen Reaktionsmoda-

l i t ä t e n potenzförmige Beziehungen g e l t e n - e i n Umstand, der d i e Grundregel

b i l d e t , d i e i n cross-modal i t y matching Experimenten ausgenutzt w i rd .

Der Ansatz der h i e r vorgetragenen Untersuchung o rdne t s i c h i n d ieses ge l -

tende Theoriegefüge e in , wenn e r d i e Wirkung adverb ia le r M o d i f i ka to ren au f

dirnensionsspezif ische A d j e k t i v e a l s Wirkung zwischen unterschied1 ichen, i n -

tensiven Reakt ionsmodal i täten i n t e r p r e t i e r t und entsprechend zwischen d ie -

Sen Potenzbeziehungen erwar te t . W i r gehen davon aus, daß s i c h G1 eichung ( 2 )

empir isch a l s Potenzfunkt ion e rwe is t , näml i c h a l s:

( 4 ) Q ~ ( M A ) = k Q ~ ( A ) ' M

bzw. a l s :

( 5 ) l o g QE(MA) = wM l o g QQ(A) + l o g k.

Diese Erwartung s e t z t voraus, daß d i e Ausprägungen der m o d i f i z i e r t e n Adjek-

ti ve QQ (MA) und d i e der unmodi f i z i e r t e n QQ (A) a l s Magni tude-Skal en bestimmt

werden und daß im Gegensatz zur Methode der sukzessiven I n t e r v a l l e I n d i v i -

dual skal en vor1 iegen.

Außerdem so1 1 en d iese Skalen kon tex te indeut ig sein: S ie so1 l e n s i c h j e w e i l s

auf e i n und dasselbe A d j e k t i v A beziehen, so daß s i c h d i e I n t e n s i t ä t s r e a k -

t ionen auf d i e Mod i f i ka t ionen von A a l s Potenzfunkt ion der Reaktionen a u f

das u n m o d i f i z i e r t e A d j e k t i v A ausdrücken und s i c h d i e Parameter k und wM

f ü r A bestimmen lassen. I n diesem Sinne w i r d jedes untersuchte A d j e k t i v a l s

getrennte semantische Dimension b e g r i f f e n und separat bewertet , während das

C l i f f s c h e Paradigma un te rsch ied l i che semantische Dimensionen verqu ick t .

D ie Behandlung der A d j e k t i v e a l s dimensionsgetrennte Kontinuen i n P a r a l l e l e

zur sensorischen Psychophysik, i n der H e l l i g k e i t und z. B. Lau ts tä rke eben-

f a l l s a l s d i s t i n k t e Dimecsionen der Wahrnehmung un te rsuch t werden, l e g t un-

t e r Berücksicht igung der d o r t gefundenen Resu l ta te d i e folgenden Vermutun-

gen nahe:

1. D ie Messung der I n t e n s i t ä t e n von m o d i f i z i e r t e n und u n m o d i f i z i e r t e n Ad-

j e k t i v e n f ü h r t zu funk t iona len Beziehungen zwischen unterschied1 ichen

Reaktionsmodal i tä ten , d i e i n Einklang m i t denen der sensorischen Psycho-

physik stehen. Wir erwarten insbesondere d i e bekannten Resu l ta te im Rah-

men des i n d i r e k t e n cross-modal i t y matching Paradigmas, wenn m i t mehr a l s

e i n e r M o d a l i t ä t gemessen w i rd , sowie d i e bekannten I n t e r s k a l e n r e l a t i o n e n

zwischen Magnitude- und ka tegor ia len Messungen.

2. Bei der Magni tude-Messung der Wirkung adverb ia l e r Modi f i ka to ren ergeben

s i c h zwischen den verschiedenen Ausprägungen und dem unmod i f i z ie r ten Ad-

j e k t i v Potenzbeziehungen.

ZUMA

3. Die Wirkung der adverb ia len Mod i f i ka to ren i n bezug au f un te rsch ied l i c h e

semantische Dimensionen l ä ß t s i c h durch formal iden t i sche Funktionen re -

kons t ru ie ren , deren Parameter aber d imensionsspezi f isch s ind; d. h. d i e

Wirkung der adverbia len Mod i f i ka to ren i s t n i c h t unabhängig von den modi-

f i z i e r t e n Ad jek t i ven .

4. Ebenso wie i n der sensorischen Psychophysik erwarten w i r b e i der Wirkung

adverbia l e r Modi f i ka to ren i n t e r i n d i v i d u e l l e Unterschiede. Im Gegensatz

zur sensorischen Psychophysik d ü r f t e n d e r a r t i g e Unterschiede aber, wenn

s i e a u f t r e t e n , auf s o z i a l e Merkmal sunterschiede der Befragten zurückzu-

führen sein, da s i c h d i e Wirkung adverb ia le r Mod i f i ka to ren a l s ge le rn tes

Sprachverhal t e n äußert .

4. Aufbau

Diese Vermutungen können zunächst nur an Einzel b e i sp ie len ü b e r p r ü f t werden.

I n e i n e r anwendungsorientierten Z ie lse tzung haben w i r d a f ü r e i n h ä u f i g be-

nu tz tes Instrument der sozio logischen Umfrageforschung zugrundegelegt, das

d i e W i c h t i g k e i t un te rsch ied l i c h e r Berufsmerkmale messen w i l l . I n Tabe1 l e 1

s i n d d i e h i e r f ü r i n der Regel benutzten S t i m u l i wiedergegeben. Die Wicht ig-

kei tseinschätzungen werden entweder an e i n e r b i - p o l a r benannten 7-Punkte-

Ka tegor ia l skala vorgenommen (von unwich t ig b i s sehr w i c h t i g ) oder an e i n e r

verbal benannten 7-Punkte-Skala ( n i c h t w i c h t i g l w e n i g w ich t ig le twas wich-

t ig le in igermaßen w i c h t i g / z i e m l i c h wicht ig lüberwiegend w i c h t i g l s e h r wich-

t i g ) . Die Frage nach den E ins te l lungen zu den Berufsmerkmalen gehört zum

Standardreper to i re deutscher und amerikanischer Umfragen, etwa des General

Socia l Survey des NORC oder der entsprechenden deutschen Wiederholungs-

Querschni t ts-Befragung, dem ALLBUS. Ta tsäch l i ch i s t d i e Untersuchung, von

der h i e r b e r i c h t e t wird, Bestandtei 1 e iner begle i tenden Methodenuntersu-

chung zum General Socia l Survey und zum ALLBUS und w i r d m i t dem Z i e l , d i e

i n t e r k u l t u r e l l e Verg le ichbarke i t der Instrumente zu untersuchen, i n den

U.S.A. und der Bundesrepublik p a r a l l e l durchgeführt . Im deutschen T e i l , von

dem h i e r d i e Rede i s t , wurden 104 nach A l t e r , Geschlecht und Schulb i ldung

q u o t i e r t e Personen b e f r a g t .

Im Vordergrund stand dabei d i e Untersuchung des A d j e k t i v s s i c h e r ( i n ''e chere B e r u f s s t e l l ung" ) und des m o d i f i z i e r t e n und unmod i f i z ie r ten A d j e k t i v s

ZUMA

w i c h t i g , das d i e Bewertungsdimension f ü r d i e Befragten i n den Antwortvorga-

ben ausdrückt.

Tab. 1: Zu bewertende Berufsmerkmale

Sichere B e r u f s s t e l l ung Hohes Einkommen Gute Aufstiegsmögl i c h k e i t e n E in Beruf , der anerkannt und geachtet w i r d E in Beruf , der einem v i e l F r e i z e i t l ä ß t In te ressan te T ä t i g k e i t Eine T ä t i g k e i t , b e i der man sel bs tänd ig a r b e i t e n kann Aufgaben, d i e v i e l Verantwortungsbewußtsein e r f o r d e r n V ie l Kontakt zu anderen Menschen E in Beruf, b e i dem man anderen h e l f e n kann E in Beruf , der f ü r d i e Gese l l scha f t n ü t z l i c h i s t G i b t m i r das Gefühl, etwas S innvo l les zu tun Sichere und gesunde Arbeitsbedingungen

Die Befragungspersonen wurden um d i e Beantwortung der folgenden Ska l ie -

rungsaufgaben gebeten:

1. Kategorische Einschätzungen der W i c h t i g k e i t der 13 Berufsmerkmal e auf

der b i - p o l a r benannten, numerischen 7-Punkte-Skala;

2. d ieselben Einschätzungen au f der verbal benannten 7-Punkte-Skala;

3. Magni tude-Skal ie rung der W i c h t i g k e i t der Berufsmerkmal e mi t numerischem

magni tude es t imat ion und m i t L in ien1 ängen, d i e zu zeichnen waren;

4. Magnitude-Skalierung - e b e n f a l l s m i t Zahlen und L i n i e n - von w i c h t i g und

neun adverbia len Mod i f i ka t ionen von w i c h t i g nach dem Ausmaß, i n dem d ie -

se B e g r i f f e " W i c h t i g k e i t " ausdrücken;

5. zwei-modale Magnitude-Skalierung von s i c h e r und von neun adverbia len Mo-

d i f i k a t i o n e n von s i c h e r nach dem Ausmaß der S i c h e r h e i t e i n e r B e r u f s s t e l -

lung, d i e damit zum Ausdruck kommt.

Al s adverb ia le Mod i f i ka t ionen wurden d i e folgenden Adverbien benutzt :

wenig, etwas, t e i l w e i s e , einigermaßen, halbwegs, überwiegend, zieml i ch , -- sehr und außerordentl i c h . 1)

D ie Datenerhebung wurde i n Form eines In te rv iews i n den Wohnungen der Be-

f rag ten durch p r o f e s s i o n e l l e , h i e r f ü r besonders geschul te In te rv iewer vor-

genommen. Die Befragten gaben i h r e Antworten m i t H i l f e e ines Antworthef tes,

nachdem s i e insbesondere i n d i e Magnitude-Skalierung eingewiesen worden wa-

ZUMA

ren. Die Magni tude-Messungen m i t Zahlen und L i n i e n e r f o l g t e n ohne Vorgabe

eines Standard-Modulus-Paars. Das Erhebungsverfahren entsprach den f ü r Feld-

untersuchungen ausgetesteten Prozeduren, d i e be i ZUMA angewendet werden,

und es w i r d U. a. von WEGENER (1980) und MAAG (1981) beschrieben.

5. Ergebnisse der Magni tude-Messungen

Bevor d i e Wirkung adverb ia le r Mod i f i ka to ren auf d i e V e r s t ä n d n i s i n t e n s i t ä t

der A d j e k t i v e s i c h e r und w i c h t i g un te rsuch t werden kann, muß d i e Frage be-

an twor te t werden, ob das Magni tude-Verfahren b e i den Messungen zu g l aubwür-

d igen Resul taten g e f ü h r t hat , so daß w i r davon ausgehen können, daß d i e

Skalen d i e in te ress ie renden Konstrukte auch w i r k l i c h abbi lden. Der diesbe-

z ü g l i c h w i c h t i g s t e Hinweis w i r d durch d i e i n d i r e k t e Zwischenmodalitäten-

f u n k t i o n ( i n d i r e k t e cross-modal i t y matching Funkt ion oder ICMM-Funktion)

und i h r e Anpassungsgüte gegeben, d. h. durch das gefundene Beziehungsver-

hä l t n i s zwischen den Zahlen- und L in ienreak t ionen b e i der zwei-modal en Ma-

gni tude-Messung. Die psychophysische Theorie sag t vorher, daß s i c h zwischen

Zahlen und L i n i e n f ü r e ine S t imu lusser ie e ine Potenzfunkt ion m i t dem Expo-

nenten 1 ergeben w i rd . Für d i e s icher-Skala, d i e wicht ig-Skala und f ü r d i e

Skala der Berufsmerkmal e f inden w i r d i e f o l genden i n d i v i d u e l l e n und aggre-

g i e r t e n Ergebnisse (Tabe1 1 e 2) .

Tab. 2: Parameter der ICMM-Funktionen

EXPONENT KORRELATION LINEARITÄT

Sicher Aggr. I n d i v .

(S.D.)

Wich t ig Aggr. I n d i v .

(S.D.)

Präferenz

Aggr. I n d i v .

(S.D.)

I n a l l e n d r e i F ä l l e n sehen w i r , daß s i c h f ü r d i e Zwischenmodal i t ä t e n b e z i e -

hungen t a t s ä c h l i c h m i t hoher Anpassungsgüte Potenzfunkt ionen m i t 1 a l s Ex-

ponenten anpassen lassen; i n der Tabe l le f i n d e n s i c h sowohl d i e aggregier-

ten Werte, d i e s i c h b e i geometr ischer M i t t l u n g von Zahlen- und L in ienreak-

t i o n e n über a l l e 104 Personen ergeben, a l s auch d i e m i t t l e r e n Parameter f ü r

d i e Anpassungen au f I n d i v i d u a l n i v e a u (es s i n d d i e Median-Korre lat ionen e i n -

getragen). Al 1 e Anpassungen führen zu 1 inearen Funkt ionen im 1 og-1 og-Koor-

dinatensystem, w ie d i e hohen F-Werte der L i n e a r i t ä t s t e s t s - i n der l e t z t e n

Spal t e - bes tä t igen .

Streng genommen beweisen d i e potenzförmigen Zwischenmodal i t ä t e n f u n k t i o n e n

m i t den Einhei tsexponenten w e i t e r n i c h t s , a l s daß d i e Ergebnisse m i t der

psychophysischen Theor ie i n E ink lang stehen. Aus f rüheren Untersuchungen

m i t Daten sowohl aus dem Bere ich d e r sensorischen a l s auch aus dem der so-

z i a l e n Psychophysik (ORTH, 1982; SARIS e t a l . , 1980; WEGENER, 1982b) wissen

w i r aber, daß d i e Güte der ICMM-Funktion im Rahmen dieses Paradigmas empi-

r i s c h e inen I n d i k a t o r d a r s t e l l t f ü r 1. das logar i thmische I n t e r v a l l skalen-

n iveau e i n e r Magnitude-Skala und 2. f ü r d i e Po tenz fö rmigke i t de r U r t e i l s -

funk t ionen , nach denen s i c h d i e sub jek t i ven Werte i n Magnitude-Reaktionen

t rans fo rmie ren . A l l e r d i n g s i s t d i e zwischenmodale Po tenz funk t ion e i n e aus

beiden Gegebenheiten abzu le i tende Konsequenz, n i c h t i h r e Voraussetzung. D ie

h i e r d a r g e s t e l l t e Untersuchung l ä ß t d i e d i r e k t e Überprüfung der Skalenei -

genschaften und der U r t e i l s funk t ionen zwar n i c h t zu, angesichts der erwähn-

ten Befunde der f rüheren S tud ien kann aber a l s g e s i c h e r t gel ten, daß d i e

Güte der Anpassung der Daten an d i e ICMM-Funktionen z u g l e i c h Ausdruck der

Güte i s t , m i t der d i e Skalen e i n 1 ogar i thmisches I n t e r v a l l skalenniveau auf-

weisen und ihnen potenzförmige U r t e i l s f u n k t i o n e n zugrundeliegen.

Außerdem bes tä t igen d i e I n t e r s k a l en re l a t ionen zwischen den Magnitude- und

kategor ischen Messungen, daß d i e Skal en, m i t denen w i r a r b e i t e n ' wo1 1 en,

s i c h ganz im Sinne der h ä u f i g be leg ten Befunde psychophysischer Forschung

v e r h a l t e n (MARKS, 1968). I n dem Maße nämlich, i n dem d i e Magnitude-Skalen

1 o g a r i thmische I n t e r v a l l skal en s i n d und i n dem d i e K a t e g o r i a l skalen i n be-

zug au f i d e n t i s c h e St imul usser ien e in fache I n t e r v a l l skal en d a r s t e l l en, e r -

g i b t s i c h a l s Funk t ion zwischen beiden e ine a d d i t i v e Po tenz funk t ion der

Form Ki + K = a M? m i t K i a l s ka tegor i sche und Mi a l s Magni tude-Skalenwerte

(WEGENER & KIRSCHNER, 1981; WEGENER, 1982a). Abbildung 1 z e i g t d i e Anpas-

ZUMA

sung d ieser Funktionen m i t den geschätzten Parametern f ü r d i e aggregier ten

Magnitude- und Kategor ia l skal en der Merkmal spräferenzen. M i t e i n e r Kor re l a-

t i o n von .994 kann d i e G ü l t i g k e i t der I n t e r s k a l e n r e l a t i o n a l s h in re ichend

g e s i c h e r t gel ten. Auf I n d i v i d u a l n i veau 1 assen s i c h entsprechende Funktionen

anpassen; d i e m i t t l e r e Kor re l a t i o n f ü r a l l e i n d i v i d u e l l e n Kurvenanpassungen

i s t .892 (S.D. = .155). D ie i n Abbildung 1 d a r g e s t e l l t e I n t e r s k a l e n f u n k t i o n

s t e l l t im übr igen e inen f ü r d i e vor1 iegende Untersuchung in te ressan ten Son-

d e r f a l l dar: Die Magni t,ude-Skal a i s t e ine " i n d i r e k t e " Magni tude-Skala; s i e

e r g i b t s ich, wenn man d i e verbalen kategor ischen Antwortvorgaben (sehr wich t ig , zieml i c h w i c h t i g usw. ) , d i e gewählt wurden, durch d i e entsprechen-

den Magnitude-Werte der ge t renn t vorgenommenen w ich t ig -Ska l ie rung e r s e t z t .

2.2 2.5 Log MAGNITUDE

Abb. 1 : I n t e r s k a l enre l a t i o n zwischen den Kategor ia l - (K) und Magni tudeska- l e n (M)

W i r z iehen aus diesen Befunden über d i e Eigenschaften der Magnitude-Skalen

den Schluß, daß s i e i n Übereinstimmung stehen m i t Resul taten sowohl der

sensorischen a l s auch der soz ia len Psychophysik und daß s i c h d i e I n t e n s i -

tätswahrnehmungen von s icher , w i c h t i g und d i e Präferenz f ü r Berufsmerkmale

a l s " p r o t h e t i scheu Kontinuen verhal ten.

6. Die Wirkung adverb ia l e r Modi f i k a t o r e n

D ie Schätzung der Parameter f ü r Gleichung ( 5 ) e r f o l g t m i t b i - v a r i a t e n Re-

gressionsanalysen, i n d i e a l s unabhängige Var iablen d i e (aus Zahlen und L i -

n ien f ü r jedes Indiv iduum geometrisch gemi t t e l t e n ) l o g a r i t h m i e r t e n Magni t u -

de-Skal enwerte f ü r w i c h t i g bzw. s i c h e r eingehen und a l s abhängige Var iablen

j e w e i l s d i e entsprechenden l o g a r i t h m i e r t e n Skal enwerte f ü r d i e m o d i f i z i e r -

ten Ad jek t i ve . Für jeden der neun Mod i f i ka to ren e r g i b t s i c h daraus e ine

Schätzung insbesondere f ü r den Koef f i z ien ten (bzw. Exponenten) wM, der d i e

Wirkung der Mod i f i ka to ren auf d i e Ad jek t i ve w i c h t i g und s i c h e r im Rahmen

des Potenzmodells ausdrückt. Um d i e Güte der Anpassungen b e u r t e i l e n zu kön-

nen, wurden im Verg le ich auch 1 ineare Funktionen im Sinne von Gleichung ( 3 )

untersucht . Aus Tabe1 1 e 3 gehen d i e Ergebnisse der Potenzanpassungen her-

vor.

Tab. 3: Exponenten (W,,,) f ü r d i e Modi f i k a t o r e n und Kor re la t ionskoef f i z ien ten (R); vg l . Gleichungen ( 4 ) und ( 5 ) .

SICHER WICHTIG

außerordentl i c h sehr z ieml ich überwiegend hal bwegs einigermaßen t e i l wei se etwas wenig

M i t t e l werte

ZUMA

Die doppel t - l o g a r i thmischen Anpassungen führen b e i beiden Ad jek t i ven zu

m i t t l e r e n Kor re la t ionen von .778 f ü r w i c h t i g und .792 f ü r s icher. Während

d i e Potenzanpassungen f ü r d i e w ich t ig -Mod i f i ka to ren i n a l l e n F ä l l e n besser

gel ingen a l s 1 ineare Anpassungen ( F = .739), s i n d d i e Wirkungen e i n i g e r

cher-Modi f ikatoren eher 1 i n e a r zu rekons t ru ie ren ( F = ,834). Es i s t a l l e r - - dings darauf hinzuweisen, daß i n diesen F ä l l e n gehäuf t extreme U r t e i l e

nachweisbar sind, d i e 1 i near zu schl echteren Anpassungen führen, während

i h r E i n f l uß be i logar i thmischen Transformationen i n den Hintergrund tritt.

Vor a l 1 em d ie K o e f f i z i e n t e n von L i nearfunkt ionen werden durch Ausreißer

s t a r k verändert , und entsprechend f inden w i r f ü r d i e Mod i f i ka to ren i m li-

nearen Fa1 1 ke ine s i n n v o l l e Ordnung der Koef f i z ien ten wM, während d i e Po-

tenzanpassungen zu e i n e r Rangreihung der Gewichte f ü h r t , d i e i n t u i t i v p lau-

s i b e l i s t : außerorden t l i ch m o d i f i z i e r t beide A d j e k t i v e am s tä rks ten , sehr ü b t d i e zwei t s t ä r k s t e Wirkung aus, usw. ; etwas und wenig b i l d e n den Schluß.

Insgesamt e r g i b t s i c h f ü r d i e adverbia len Modi f i k a t o r e n e i n e s tä rkere W i r -

kung b e i w i c h t i g a l s b e i s i cher : Die Semantik der Mod i f i ka to ren w i r d b e i

w i c h t i g von einem größeren "psychophysischen" Exponenten bestimmt a l s be i

s i c h e r (wM von .735 vs. .677).2)

A l l e r d i n g s f i n d e t s i c h b e i beiden Dimensionen e ine gemeinsame formale Re-

gelmäßigkei t i n bezug auf d i e Wirkung der e i n z e l nen Mod i f i ka to ren . Es e r -

g i b t s i ch , daß s i c h d i e Wirkung eines M o d i f i k a t o r s z u r Wirkung des j e w e i l s

s tä rkeren M o d i f i k a t o r s p ropor t iona l v e r h ä l t , und zwar unabhängig von der

Dimension, d i e m o d i f i z i e r t w i rd . T r ä g t man d i e Exponenten wMj gegen d i e Ex-

ponenten WM j+l i n der Rangrei he der Exponenten (Tabe1 1 e 3 ) gegeneinander

auf - wie i n Abbildung 2 -, dann f inden s i c h f ü r w i c h t i g und s i c h e r l i n e a r e

Beziehungen m i t etwa iden t i schen Regress ionskoe f f i z ien ten ; .86 f ü r w i c h t i g

und .81 f ü r s icher (R : .932 bzw. .912). M i t anderen Worten, während s i c h

d i e Wirkungen e inze lner a d v e r b i a l e r Mod i f i ka to ren i n bezug au f d i e zu modi-

f i zierenden Dimensionen i n i h r e n Exponenten unterscheiden, s i n d d i e Ver-

h ä l t n i s s e der Exponenten f ü r d i e Dimensionen paarweise i n etwa i d e n t i s c h .

7. Soz ia le Unterschiede

D ie S t a b i l i t ä t der Stevensschen Psychophysik und d i e beeindruckende Repl i-

z i e r b a r k e i t der r e l a t i v e n Exponenten i n dem System d i e s e r Psychophysik ba-

Abb. 2: Beziehungen zwischen den Exponenten der Mod i f i ka to ren

s ie ren auf (geometrisch) gemi t t e l ten Skal enwerten; es i s t Bes tand te i l d i e -

ses Forschungsparadigmas, m i t Aggregationsdaten zu a rbe i ten . Inzwischen

weiß man aber, daß d i e V a r i a t i o n der Exponenten i n d i v i d u e l l zum T e i l erhe-

b l i c h i s t , daß Reihenfolge- und Regressionsfehler e ine R o l l e sp ie len

(CROSS, 1973, 1982), daß d i e Stimul u s v e r t e i l ung d i e i n d i v i d u e l l e n Exponen-

ten beei n f 1 uß t (TEGHTSOONIAN & TEGHTSOONIAN, 1978) und daß i n d i v idue l 1 e Ur-

t e i l s s t i l e e i n e aggreg ie r te Potenzanpassung überhaupt unmöglich machen kön-

nen (BIRNBAUM, 1982). Während man i n der sensorischen Psychophysik zunächst

darauf angewiesen i s t , i n t e r i n d i v i d u e l l e Var ia t ionen aus Stimul usparametern

zu e r k l ä r e n - zumindest so1 ange man m i t gesunden, wahrnehmungsfähigen Ver-

suchspersonen a r b e i t e t -, e r g i b t s i c h i m Bereich der soz ia len Psychophysik

d i e Mögl i c h k e i t, i n d i v idue l 1 e Abweichungen von den a l l gemeinen Regelmäßig-

k e i t e n auf s o z i a l e und s o z i a l i s a t i o n s b e d i n g t e Ursachen zurückzuführen. W i r

können insbesondere dann, wenn es um d i e Messung von Sprachverständnis und

Sprachgebrauch geht, davon ausgehen, daß diese Phänomene n i c h t unabhängig

von soz ia len Gegebenheiten s ind. Unser Ansatz l ä ß t d i e Untersuchung derar-

ZUMA

t i g e r s o z i a l e r Unterschiede i n bezug auf d i e Wirkung der adverbia len Modi-

f i k a t o r e n zu.

Bei d ieser Wirkung f inden w i r t a t s ä c h l i c h d e u t l i c h e Unterschiede zwischen

verschiedenen soz ia len Gruppen. W i r d i cho tomis ie r ten d i e Befragtenpopul a-

t i o n j e w e i l s i n H i n s i c h t auf unsere d r e i Quotierungsmerkmal e Schulb i ldung

bzw. ~ o z i a l s t a t u s , 3 ) A l t e r und Geschlecht und f inden - m i t Ausnahme der

Wirkungen f ü r Soz ia ls ta tus und Geschlecht b e i s i c h e r - s i g n i f i k a n t e Unter-

schiede i n den Wirkungen der adverbia len M o d i f i katoren ( p L .O1; Wilcoxon-

Tes t ) : Be f rag te m i t n iedr igem Status weisen e i n e s tä rkere Wirkung der Modi-

f i k a t o r e n au f a l s so1 che m i t hohem Sozia l s tatus; ebenso ä l t e r e Befragte ge-

genüber jüngeren und Frauen gegenüber Männern. Das Verständnis von adver-

b i a l e n Mod i f i ka to ren änder t s i c h a l s o n i c h t nur i n Abhängigkeit von den zu

mod i f i z ie renden Adjekt iven, es v a r i i e r t , wie w i r sehen, auch m i t soz ia len

Gruppenmerkmal en der Befragten.

Dieser Befund geht i n se iner Bedeutung über d i e b loße Untersuchung von se-

mantischen Gesetzmäßigkei ten hinaus. Er b e r ü h r t d i e Qual i t ä t k a t e g o r i a l e r

I n t e n s i t ä t s - und E i n s t e l l ungsmessungen. Wenn s i c h dieses Ergebnis näml i c h

auch i n zukünf t igen Untersuchungen bes tä t igen l ä ß t , bedeutet d ies , daß Un-

terschiede, d i e w i r m i t Kategorialmessungen f inden, u n t e r Umständen konfun-

d i e r t s ind m i t Unterschieden im Verständnis adverbia l e r Mod i f i ka to ren und

der benutzten Graduierungsbegr i f fe . Die Demonstration e ines solchen E f f e k t s

so1 1 abschl ießend d a r g e s t e l l t werden.

Sowohl i n unserer Methodenuntersuchung a l s auch i n den repräsen ta t i ven Er-

hebungen des ALLBUS s i n d i n bezug au f d i e Einschätzung der W i c h t i g k e i t e i -

ner "s icheren Beruf s s t e l l ung" f ü r einen Beruf deu t l i che Unterschiede vor

a l lem i n H i n s i c h t auf den Soz ia ls ta tus und das A l t e r der Befragten f e s t -

s t e l l bar : Äl t e r e Befragte und so1 che m i t einem n iedr igen Sozia l s t a t u s ord-

nen der S i c h e r h e i t der B e r u f s s t e l l ung höhere Werte zu a l s jüngere bzw. sta-

tushöhere Befragte. Dieses Ergebnis f i n d e t s ich , wenn d i e W i c h t i g k e i t der

Berufsmerkmale wie ü b l i c h k a t e g o r i a l gemessen w i rd . Bei der verbal benann-

ten 7-Punkte-Skal a und be i Dichotomis ierung (am Median) der beiden Faktoren

A l t e r und Status ergeben s i c h f ü r unsere Befragtenpopulat ion i n beiden Fä l -

l e n var ianzana ly t i sche E f f e k t e m i t p < .01.

Der folgende Befund i s t nun in te ressan t : Diese E f f e k t e schwächen s i c h ab,

wenn man i n d i e Analyse d i e persön l i che I n t e n s i t ä t f ü r das Verständnis des

Wortes s icher ( i n "s ichere B e r u f s s t e l 1 ung" ) a l s K o v a r i a t m i t e inbez ieh t .

Sie verschwinden überhaupt, wenn z u s ä t z l i c h s t a t t der kategor ischen Wich-

t i g k e i t s s k a l ie rung des Items "s ichere B e r u f s s t e l l ung" d i e Magni tude-Skalen-

werte der entsprechenden wicht ig-Kategor ien e ingese tz t werden. I n diesem

F a l l s ind Unterschiede i n der Beur te i lung der W i c h t i g k e i t e i n e r s icheren

B e r u f s s t e l l ung zwischen A l t e r s - und Statusgruppen n i c h t mehr nachweisbar

( p > .2 bzw. . 7 ) .

Nach unseren b isher igen Ergebnissen über d i e Wirkungsweise adverb ia l e r Mo-

d i f i k a t o r e n i s t dieses Phänomen e r k l ä r b a r . Wobei man a l l e r d i n g s z u s ä t z l i c h

berücks ich t igen muß, daß es auch Unterschiede der A l t e r s - und Statusgruppen

i n bezug auf d i e I n t e n s i t ä t e n des unmod i f i z ie r ten A d j e k t i v s w i c h t i g g i b t ,

d i e b e i der Bestimmung der Wirkung der adverbia len Mod i f i ka to ren n i c h t i n

Erscheinung t r a t e n : Sowohl f ü r d i e statushöheren Befragten a l s auch f ü r d i e

jüngeren i s t w i c h t i g sozusagen " w i c h t i g e r " a l s f ü r s t a t u s n i e d r i g e r e und ä1-

t e r e Befragte.

Daraus e r g i b t s i ch , daß Bef rag te m i t einem hohen Soz ia ls ta tus ebenso wie

jüngere Befragte unabhängig von i h r e n w i r k l i c h e n E ins te l lungen dazu tend ie -

ren werden, n i e d r i g e r e Kategor ien b e i der B e u r t e i l ung der W i c h t i g k e i t des

Befragtenmerkmal s zu wählen a l s d i e beiden entsprechenden Gegengruppen.

Veran twor t l i ch da fü r s i n d zwei i n d iese lbe Richtung wirkende Prozesse: 1.

d i e ger ingere Wirkung der Mod i f i ka to ren , d i e b e i statushöheren und jüngeren

Befragten anzu t re f fen i s t , und 2. d i e größere s u b j e k t i v e I n t e n s i t ä t des un-

m o d i f i z i e r t e n A d j e k t i v s w i c h t i g b e i diesen beiden Befragtengruppen. Wer m i t

w i c h t i g e ine hohe Bedeutungs in tens i tä t ve rb inde t , w i r d aus den Antwortvor-

gaben eher n i e d r i g e Kategor ien auswählen, um seine E i n s t e l l u n g zu kenn-

zeichnen; wenn e ine ger ingere Wirkung von adverbia l en M o d i f i ka to ren h inzu-

kommt, f i n d e t d iese Tendenz e ine z u s ä t z l i c h e Unterstützung.

Bei Einsetzung der Magni tude-Skal enwerte f ü r w i c h t i g und seine adverb ia len

Mod i f i ka t ionen an d i e Ste l l e der gewähl ten Kategor ien verschwinden d i e

h ie rdurch verursachten Unterschiede der ka tegor ia len Messung, da d i e sub-

j e k t i v e n semantischen Bedeutungsunterschiede i n diesem Fa1 1 e l i m i n i e r t wer-

den. Die s u b s t a n t i e l l en E i n s t e l l ungsunterschiede, d i e man m i t der katego-

ZUMA

r i a l en Messung f i n d e t , erweisen s i c h a l s s u b s t a n t i e l l e Unterschiede des

Verständnisses der Dimension w i c h t i g .

Der vorstehende B e r i c h t wurde von Bernd Wegener un te r Mi twirkung von Frank

Faulbaum und Gisel a Maag ver faß t .

Anmerkungen

1 ) Der M o d i f i k a t o r war e b e n f a l l s Bes tand te i l der Ser ie. Um d i e r e s u l - t i e renden Magni tude-Skal en jedoch verg le ichbar zu machen, wurden d i e Skalenwerte f ü r kaum f ü r a l l e Befragten auf denselben numerischen Wert normier t (was e i n e r Ähnl i c h k e i t s t rans fo rmat ion der Skalen e n t s p r i c h t ) , so daß d i e Werte f ü r kaum a l s v a r i a t i o n s l o s e Konstanten aus a l l e n Analy- sen e l i m i n i e r t wurden.

2 ) Darüber hinaus verhal ten s i c h w i c h t i g und s i c h e r m i t i h r e n M o d i f i k a t i o - nen, wie vorausgesetzt wurde, a l s zwei getrennte semantische Dimensio- nen: Eine Faktorenanalyse, i n d i e a l l e Skal enwerte der m o d i f i z i e r t e n und unmod i f i z ie r ten A d j e k t i v e eingehen, f ü h r t zu e i n e r z w e i f a k t o r i e l l e n Lö- sung m i t 80 % a u f g e k l ä r t e r var ianz und einem deut l i chen w i c h t i g - und e i - nem deut l i chen s icher-Faktor .

3) Der Befragtenstatus wurde auf konvent ione l le Weise o p e r a t i o n a l i s i e r t , näml i c h f a k t o r e n a n a l y t i sch aus Schulbi ldung, Berufsausbildungsabschl uß, Netto-Einkommen, Treiman-Prestigescore sowie aus der sub jek t i ven Schicht- e ins tu fung des Befragten.

L i t e r a t u r

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ZUMA

ZUM PROBLEM REPRÄSENTATIVER QUERSCHNITTE VON KLEINEN TEILGRUPPEN DER BEVÖL-

KERUNG AM BEISPIEL DES PROJEKTS "LEBENSVERLÄUFE UND WOHLFAHRTSENTWICKLUNG"

1. E i n l e i t u n g

ZUMA b e t r e u t s e i t 1980 das Forschungsprojekt "Lebensverläufe und Wohlfahrts-

en tw ick l ung" des Sonderforschungsbereich 3 "Mi kroanal y t i sche Grund1 agen der

Gesell schaf tspol i t i k " (MAYER, 1981). Das P r o j e k t h a t s i c h d i e Aufgabe ge-

s t e l l t, d i e Lebensverl äu fe der Männer und Frauen soz ia l h i s t o r i s c h un te r -

s c h i e d l i c h v e r o r t e t e r Geburtskohorten nach mehreren Dimensionen zu untersu-

chen. Methodisch w i r d e i n r e t r o s p e k t i v e s Längsschni t tdesign verwandt.

ZUMA h a t i m Rahmen der Projektbetreuung e i n e Vorstudie i n Mannheim durchge-

f ü h r t , i n der vor a l lem das Erhebungsinstrument und d i e Feldbedingungen ge-

p r ü f t wurden, und i s t wesent l i ch an der Vorberei tung und Organ isa t ion der

na t iona len Hauptstudie b e t e i l i g t , d i e i n Zusammenarbeit m i t der Gesell - s c h a f t f ü r angewandte Sozia lpsychologie (GETAS) i n Bremen durchgeführt

wird.

Methodisch s t e . l l t e s i c h im V o r f e l d der Datenerhebung neben der Frage der

Güte von Retrospekt ivdaten und der Erhebbarkei t von Lebensgeschichten i n

einem na t iona len F e l d v o r a l lem das Problem eines sowohl systematischen a l s

auch ökonomisch noch r e a l i s i e r b a r e n Stichprobenverfahrens.

Aufgabe war d i e E r s t e l l u n g e i n e r St ichprobe von Personen deutscher Staats-

angehör igke i t aus den Geburtsjahrgängen 1929-31, 1939-41 und 1949-51. D ie

Auswahl gerade d ieser Geburtskohorten ergab s i c h zum einen aus den extrem

b e e i n t r ä c h t i g t e n Ausbildungs- und Berufschancen der um 1930 Geborenen, zum

anderen aus der besonderen demographischen Ausgangslage dey geburtenstarken

Jahrgänge 1939-1941. Da der Untersuchungsansatz Lebensverläufe " a l s objek-

t i v erhebbare, q u a n t i f i z i e r b a r e Elemente der S o z i a l s t r u k t u r " v e r s t e h t ( v g l .

MAYER, 1981), mußte d i e St ichprobe f ü r jeden der b e t e i l i g t e n Jahrgänge re -

p r ä s e n t a t i V angelegt werden, insbesondere un te r dem Aspekt des Vergl e ichs

der Lebensverläufe von Männern und Frauen.

Ausgangspunkt der Überlegungen war, ob d i e St ichprobe m i t H i l f e des vom Ar-

b e i t s k r e i s Deutscher Mark t fo rschungs ins t i t u t e (ADM) entwickel ten d r e i s t u f i -

gen Stichprobenplans gezogen werden s o l l t e .

Im einzelnen w i r d b e i diesem Design i n fo lgender Weise ver fahren:

- Auf der e rs ten S tu fe w i r d e ine St ichprobe von Stimmbezirken ( e i n "Netz")

aus der nach Bundes1 ändern, Regierungsbezirken, K r e i sen und Gemeindegrö-

ßenkl assen nach BOUSTEDT geschichteten Gesamthei t a l 1 e r Stimmbezi r k e bzw.

synthet ischen stimmbezirkel) i n der Bundesrepubl i k und Westberl i n (F lä -

chenstichprobe) gezogen. Die Auswahl i s t systematisch m i t ungle ichen Aus-

wahlwahrscheinl i c h k e i ten, wobei e i n Stimmbezirk m i t e i n e r Chance, d i e

p ropor t iona l zur Anzahl der i n ihm enthal tenen Pr ivathaushal t e i s t , i n

d i e St ichprobe aufgenommen wird.

- Auf der zweiten S tu fe w i r d e ine Z u f a l l sst ichprobe von Pr ivathaushal t e n

innerha lb der gezogenen Stimmbezirke gezogen.

- Auf der d r i t t e n S tu fe w i r d z u f ä l l i g aus jedem der gezogenen Pr ivathaus-

h a l t e genau e i n e Person der zu untersuchenden Grundgesamtheit ausgewählt.

Die Ziehung der F1 ächenstichprobe au-f der e r s t e n S tu fe s p i e l t e i n e z e n t r a l e

R o l l e f ü r d i e R e p r ä s e n t a t i v i t ä t e i n e r Personenstichprobe. Die Schichtungs-

merkmal e der F1 ächen und i h r e Ziehungswahrscheinl i c h k e i t e n stehen i n d i r e k -

tem Zusammenhang m i t Strukturmerkrnalen der zu den Flächen gehörigen deut-

schen Bevölkerung, sowei t d iese i n Pr ivathaushal ten 1 ebt . Daher reprodu-

z i e r t das ADM-Design m i t der Ziehung von Flächen zug le ich e inen repräsen-

t a t i ven Bevöl kerungsquerschni tt der deutschen Bevölkerung i n Pr ivathaushal-

ten.

Repräsentat ive Stichproben von Te i lpopu la t ionen d a r f man deshalb vom ADM-

Design nur dann erwarten, wenn d i e V e r t e i l u n g der T e i l popu la t ion über d i e

F1 äche der Bundesrepubl i k und Westberl i n s p ropor t iona l zur V e r t e i l u n g der

deutschen Bevölkerung i n Pr iva thausha l ten i s t . Da d ies aber i n der Regel

n i c h t vorausgesetzt werden kann, i s t d i e Anwendung des ADM-Designs z u r Ge-

winnung von Stichproben f ü r T e i l popul a t ionen prob1 ematisch. Im Ex t remfa l l

können sogar hohe Ziehungswahrschein l ichkei ten entsprechend dem ADM-Design

ZUMA

d i e Auswahl solcher Stimmbezirke begünstigen, i n denen d i e T e i l popu la t ion

kaum v e r t r e t e n i s t , und v i c e versa.

Wenn d e r a r t i g e Inkongruenzen gegeben s ind, dann kommt besonders b e i sehr

k l e i n e n Te i lpopu la t ionen e i n w e i t e r e r E f f e k t h inzu: d i e verschiedenen po-

t e n t i e l l en F1 ächenstichproben (Netze) er fassen d i e T e i l popu la t ion sehr un-

gleichmäßig, d. h. zwischen den Netzen und darüberhinaus zwischen den e i n -

ze l nen Stimmbezirken innerha l b der Netze werden hohe Kl umpeneffekte a u f t r e -

ten, d i e d i e Qual i t ä t von Schätzungen b e t r ä c h t l i c h vermindern können.

Dieser mögliche Klumpeneffekt zwischen den Stimmbezirken kann s i c h zudem

n a c h t e i l i g auf d i e Kosten auswirken, da d i e üb1 ichen Interv iewer-Rout inen

der kommerziel len Umf rage ins t i tu te , d i e wie das ADM-Design auf d i e Erhebung

von Stichproben der gesamten deutschen Bevölkerung i n Pr iva thausha l ten zu-

geschn i t ten s ind, durch neue Wege zur E r m i t t l u n g von Befragungspersonen ab-

gel ö s t werden müssen.

Denkbare A l t e r n a t i v e n zur Umgehung d ieser Schwier igkei ten waren entweder

e i n Quoten-Stichprobendesign oder e i n Stichprobenplan, be i dem auf der

Grundlage e i n e r Gemeindestichprobe d i e Ziehung der Personenstichprobe über

d i e Einwohnermeldeämter e r f o l g e n würde. Beide Al t e r n a t i v e n kamen jedoch b e i

näherer Betrachtung sowohl aus st ichprobentheoret ischen a l s auch s t i c h p r o -

benprak t i schen Gründen n i c h t i n Frage.

Quotenstichprobenpläne s i n d geschichtete n i c h t - p r o b a b i l i s t i s c h e Ziehungs-

ver fahren m i t vorgegebenen Stichprobenumfängen i n den einzelnen Schichten.

D ie be i geschichteten St ichprobenverfahren angestrebte Homogenität der

Schichten bezüg l i ch a l l e r Untersuchungsmerkmale zur Verminderung der S t i ch -

probenvarianz i s t be i Quotenstichproben besonders w i c h t i g . Zum einen ent-

f ä l l t im Gegensatz zu Z u f a l l sst ichproben jede Mögl i c h k e i t, den Stichproben-

f e h l e r aus der St ichprobe zu schätzen, zum anderen werden Klumpeneffekte,

d i e durch d i e Auswahl der Personen aufgrund der Entscheidungen der I n t e r -

viewer hervorgerufen werden, umso gravierender sein, j e inhomogener d i e

Schichten s ind. Es i s t j e d e n f a l l s davon auszugehen, daß d i e b i s h e r i n der

Umfrageforschung verwendeten Quotenmerkmal e wie Al t e r , Geschlecht, Beruf ,

Wohn1 age, geographi sche Lage, Einkommen e tc . b e i e i n e r Umfrage m i t e i n e r

V i e l zahl von Var iab len durchaus ke ine homogenen Schichten erzeugen. Da Ho-

ZUMA

mogeni t ä t e i n e r Sch ich t bezügl i c h e ines Merkmal s vor e i n e r Untersuchung

n i c h t f e s t g e s t e l l t werden kann, i s t im P r i n z i p jedes System von Quotenmerk-

malen f ü r e ine Untersuchungsvariable ungenügend, wenn diese n i c h t s e l b s t

dem System angehört. Eine Erwei terung des Katal ogs der Quotenmerkmal e d ü r f -

t e andererse i ts schnel l zu einem n i c h t mehr p r a k t i k a b l e n Verfahren führen,

ohne daß d i e S c h i c h t s t r u k t u r auch nur annähernd e i n e akzeptable Homogenität

bezügl i c h a l 1 e r untersuchten Merkmale e r r e i c h t .

D ie A l t e r n a t i v e e i n e r Z u f a l l s s t i c h p r o b e über Adressenl is ten von Einwohner-

mel deämtern f ü h r t au f im wesentl ichen p rak t i sche Schwier igkei ten.

1980 wurde f ü r d i e Mannheimer P i l o t s t u d i e des P r o j e k t s d i e Adressendatei

des Einwohnermeldeamtes zur Ziehung e i n e r Personenstichprobe aus den Jahr-

gangskohorten 1931, 1941 und 1951 herangezogen. Eine Entscheidung des Baden-

Württembergischen Landesbeauftragten f ü r den Datenschutz verbo t jedoch d i e

Ausweisung anderer Merkmale a l s d i e des v o l l ständigen Namens und der Adres-

se. Die daraus resu l t i e renden Schwier igkei ten f ü r d i e Fe1 darbei t waren

enorm.

Geplant war e ine bezüg l i ch des Geschlechts und der d r e i Geburtsjahrgänge

1931, ,1941 und 1951 annähernd g l e i c h v e r t e i l t e , a l s o d i s p r o p o r t i o n a l ange-

l e g t e Stichprobe. Da das A l t e r der Personen i n der St ichprobe unbekannt

war, f ü h r t e d ies zwangsläuf ig dazu, daß v e r s c h i e d e n t l i c h befragungsberei te

Personen vom I n t e r v i e w ausgenommen werden mußten, um n i c h t a l l zusehr vom

d i s p r o p o r t i o n a l en Ansatz abzuweichen. M i t ähnl ichen Probl emen aufgrund da-

tenschutz rech t l i cher Bestimmungen mußte f ü r d i e Haupterhebung gerechnet

werden, was e i n e b e t r ä c h t l i c h e Verteuerung der Erhebung i m gesamten Bundes-

g e b i e t h ä t t e bedeuten können.

E i n we i te res unka lku l ie rbares K o s t e n r i s i k o bestand dar in , daß d i e Einwoh-

nermelderegister n i c h t b e i a l l e n Gemeinden m i t EDV v e r w a l t e t werden. Da d i e

S o r t i e r k r i t e r i e n zwischen den manuell geführ ten Kar te ien keineswegs über-

einstimmen, wäre zur Gewinnung von Adressenstichproben e ine V ie lzah l von

verschiedenen Ziehungsprozeduren zu konz ip ie ren gewesen. A l s w e i t e r e Folge

wäre das Probl em au fge t re ten , wie d i e Durchführung der Prozeduren k o n t r o l -

1 i e r t werden könnte, zumal wegen der Bestimmungen des Datenschutzes Mi t a r -

b e i t e r n von Umfrage ins t i tu ten der Zugang zu den Registern verwehrt w i rd .

ZUMA

2. Das Stichprobendesign f ü r das P r o j e k t "Lebensverläufe"

Aufgrund d ieser Überlegungen f i e l t r o t z der eingangs benannten Einwände d i e

Entscheidung f ü r e ine Anwendung der e rs ten S tu fe des ADM-Designs.

Es mußte a l l e r d i n g s noch entschieden werden, i n welcher Weise d i e Personen-

s t i chprobe i n den einzelnen Stimmbezirken erhoben werden s o l l t e . D ie obige

Diskussion l i e ß d a f ü r nur noch zwei g rundsä tz l i che Mög l i chke i ten zu:

1. Auswahl der Befragungspersonen aufgrund e i n e r Entscheidung des In te rv iew-

ers ;

2. Vorerhebung von Haushal t s l i s t e n i n den Stimmbezirken, Ziehung e i n e r Per-

sonenstichprobe im I n s t i t u t m i t anschl ießender Ausgabe der Adressen der

zu befragenden Personen an d i e In te rv iewer .

Der e r s t e Weg wäre i n zwei Formen r e a l i s i e r b a r gewesen: Zum einen a l s soge-

nanntes "snow b a l l "-Verfahren, das vorzugsweise gerade zur Erhebung se l t e -

ner Merkmale verwendet w i rd . Es beruh t darauf , daß der I n t e r v i e w e r w e i t e r e

Befragungspersonen von den I n t e r v i e w t e n s e l b s t genannt bekommt. Das Verfah-

ren wurde verworfen, da zu vermuten war, daß d i e Nennung w e i t e r e r Befra-

gungspersonen aus dem Bekanntenkreis der In te rv iewten m i t Untersuchungs-

merkmalen korrespondieren und deshalb e inen besonders gravierenden Klumpen-

e f f e k t hervor ru fen würde. Im übr igen s i n d den In te rv iewten d i e genauen Ge-

bur ts jahrgänge i h r e r Bekannten o f t unbekannt, so daß das Verfahren kaum

sehr e f f e k t i v angewendet worden wäre.

Die andere Form i s t das sogenannte "random walkM-Verfahren. Der I n t e r v i e w e r

wäh l t en t lang e i n e r Wegstrecke m i t z u f ä l l igem Star tpunk t i n systemat ischer

Weise ( jeden "soundsoviel t e n " ) Haushalt aus, um dann i n dem k o n t a k t i e r t e n

Haushal t e ine Befragungsperson - b e i mehreren Al t e r n a t i ven mi t Hi 1 f e e i n e r

Z u f a l l sziehung - auszuwählen. Das Verfahren e r f o r d e r t a l l e r d i n g s i n der Re-

gel lange Suchzeiten und b e l a s t e t damit d i e Durchführung der ohnehin langen

In te rv iews zur Erhebung von Lebensgeschichten. Ferner i s t problematisch,

daß d i e Auswahl entschei dung durch I n t e r v i e w e r g e t r o f f e n w i rd , d i e über d i e

Untersuchungsziele i n f o r m i e r t sind. Um zu vermeiden, daß "random walk" i n

d i e Nähe von Quotendesign oder "snow ba l lu -Ver fahren gerä t , s i n d daher d i e

I n t e r v i e w e r sehr s o r g f ä l t i g zu k o n t r o l l i e ren .

E i n geeigneter S c h r i t t zur Vermeidung d e r a r t i g e r Verzerrungen i s t daher

e ine vor d i e Auswahl der Befragungspersonen vorgeschal tete Ziehungsstufe,

d i e Haushal tsvorerhebung .

Auf Vorschlag von GETAS wurden auf der e rs ten S tu fe 2 Netze m i t j e 210

Stimmbezirken ausgewählt. Es wurden zudem solche Netze verwendet, i n denen

b i s h e r kaum Erhebungen durchgeführt wurden, um i n k l e i n e n Stimmbezirken

e i n e zu ger inge Zahl von kon tak t ie rbaren Haushalten zu vermeiden.

D ie Haushal tsvorerhebung wurde m i t "random wal k " i n den Stimmbezirken

durchgeführt . Die oben d a r g e s t e l l t e n Nachte i le des Verfahrens e n t f a l l e n b e i

der Erste1 1 ung e i n e r a l l gemeinen Haushal t s a u f l i stung weitgehend, sowohl was

d i e Belastung der In te rv iews durch Suchzei ten, a l s auch was Abweichungen

von den Auswahl r i c h t l i n i e n b e t r i f f t .

Für d iese S tu fe des Stichprobenplans war zu berücksicht igen, daß i n der Re-

gel a l 1 zu ausgedehnte Vorerhebungen Mißtrauen u n t e r den p o t e n t i e l l e n Befra-

gungspersonen erregen, wodurch d i e Ausschöpfungsrate der Haupterhebung ge-

d r ü c k t wird. Anderersei ts war zu vermeiden, daß i n f o l g e zu n i e d r i g ange-

s e t z t e r Vorgaben f ü r d i e Anzahl der zu kontakt ierenden Adressen d i e Beset-

zung m i t Z ie lhaushal ten p ro Stimmbezirk zu ger ing a u s f i e l e , um n i c h t den

Reisekostenaufwand der I n t e r v i e w e r während des Hauptfeldes unangemessen zu

erhöhen oder überhaupt den Aus fa l l von ganzen Stimmbezirken zu r i s k i e r e n .

A l s geeigneter Kompromiß erschien e ine Vorgabe von 50 e r f o l g r e i c h e n Haus-

hal tskontakten pro Stimmbezirk.

D ie I n t e r v i e w e r ha t ten b i s zur Erre ichung der Vorgabe jeden d r i t t e n P r i v a t -

haushal t en t lang der ihnen vorgegebenen Wegstrecke aufzusuchen - 2 ) Eine Auf-

1 i s t u n g der übersprungenen Haushalte anhand von # l i n g e l s c h i l dern, d i e zu

K o n t r o l l zwecken sehr nütz1 i c h gewesen wäre, mußte aus Kostengründen e n t f a l -

1 en.

D ie "Schr i t t w e i t e " von d r e i Haushal t e n i s t e i n Kompromiß zweier gegensätz-

1 i c h e r Er fo rdern isse . Zum einen s t e l l t "random wal k " e i n Ziehungsverfahren

von Klumpen innerha lb der Stimmbezirke dar , das u n t e r Kosten- und K o n t r o l l -

gesichtspunkten g e r e c h t f e r t i g t i s t . Anderersei ts kommt es n a t ü r l i c h darauf

ZUMA

an, d i e In te rv iews b r e i t im Stimmbezirk zu streuen, was annähernd durch

große Schr i t t w e i ten zu e r re ichen wäre. Die gewählte k l e i n e Schr i t t w e i t e e r -

schien jedoch ausreichend, da wegen der zu erwartenden Streuung der Haus-

h a l t e m i t Personen aus den gewünschten Kohorten u n t e r den Kontakthaushal t e n

m i t e i n e r ausreichenden e f f e k t i v e n S c h r i t t w e i t e gerechnet werden konnte.

Von der Auf1 i s t u n g waren r e i n e Ausländerhaushal t e und Anstal tshaushal t e

auszunehmen. I n Ansta l tshaushal ten s ind erfahrungsgemäß nur un te r großen

Schwier igke i ten In te rv iews zu e rha l ten . Außerdem w i r d b e i "random walk" we-

gen i h r e r "geklumpten" V e r t e i l u n g keine repräsen ta t i ve St ichprobe der An-

s t a l tsbevöl kerung p r o d u z i e r t .

Um aus fa l lbed ing ten Verzerrungen entgegenzuwirken, wurden von den In te rv iew-

e r n i m . F a l l des N i c h t a n t r e f f e n s von Kontaktpersonen nachdrückl ich we i te re

Besuche der be t re f fenden Haushalte an verschiedenen Tagen zu j e w e i l s ver-

schiedenen Tageszeiten ge fo rder t . Ausfäl l e aufgrund von Auskunftsverweige-

rung s o l l t e n n i c h t durch andere Kontakte e r s e t z t werden.

Bei e r fo lg re ichem Kontak t waren folgende Informat ionen zu er f ragen:

- Nachname des Haushalts;

- Vornamen und Geburtsdaten a l l e r Hausha l tsmi tg l ieder über 14 Jahre;

- genaue Adresse e insch l i e ß l i c h Stockwerk, Tür und gegebenenfal l s Te1 efon-

nummer sowie d i e Adressen w e i t e r e r Wohnsitze;

- Haushaltsgröße, Anzahl der Kinder b i s e i n s c h l i e ß l i c h 5 Jahren, b i s e in -

s c h l i e ß l i c h 14 Jahren, Anzahl a l l e r Personen ab 15 Jahren;

- Name der Auskunftsperson;

- S t e l l ung der Auskunftsperson im Haushalt.

3. Kal k u l a t i o n der Vorgaben f ü r d i e Haushal tsvorerhebung

Grundlage f ü r d i e K a l k u l a t i o n des Stichprobenumfangs der Haushal tsvorerhe-

bung war der Mikrozensus 1978 nach e i n e r Sonderauszähl ung des S t a t i s t i s c h e n

Bundesamts. Demnach i s t d i e deutsche Wohnbevöl kerung folgendermaßen nach

den re levan ten Kohorten gegl i e d e r t :

Tab. 1: V e r t e i l u n g der deutschen Wohnbevölkerung nach Jahrgangskohorten und Geschlecht

Jahrgangs- Gesamt kohorten

Männer Frauen

Gesamt 7 239 600 (100.0 % ) 3 616 700 (50.0 % ) 3 622 900 (50.0 % )

Q u e l l e: Mikrozensus 1978 nach e i n e r Sonderauszähl ung des S t a t i s t i s c h e n Bun- desamtes

Der i m Pro jek tan t rag 1981 formul i e r t e Stichprobenansatz mi t einem St ichpro-

benumfang von n = 2550 h a t t e d i e folgende G e s t a l t :

Tab. 2: E r s t e r Stichprobenansatz

Jahrgangskohorten Gesamt Männer Frauen

Gesamt 2550 (100.0 % I 1275 1275

Dieser Stichprobenansatz s t e l l t e ine M i t t e l 1 ösung nach zwei K r i t e r i e n dar .

D ie f ü r d i e Analysemöglichkeiten entscheidende absolute H ä u f i g k e i t i n den

sechs Tei lgruppen so1 1 t e mög l i chs t hoch sein. Anderersei ts so1 1 t e d i e d i s -

p ropor t iona l e Stärke der m i t t l e r e n Kohorte Berücksicht ' i gung f inden , um e i - nen zu hohen Gewichtungsfaktor f ü r d i e späteren Auswertungen zu vermeiden.

Unter der Annahme, daß d i e Besetzung der Kohorten s i c h während des Pla-

nungszei traums von Ca. e ine inha lb Jahren nur unwesentl i c h verändert , wurde

f ü r den vorauss ich t l ichen Ze i tpunk t der Haushal tsvorerhebung m i t e i n e r

Grundgesamtheit ( i n den re levan ten Kohorten) von Ca. 7,2 M i l l i o n e n Personen

gerechnet. Unter der we i te ren Voraussetzung, daß d i e Mi t g l i e d e r der Grund-

gesamtheit i n den Pr iva thausha l ten nur a l s e inze lne vorkommen, wurde der

ZUMA

A n t e i l der Z i e l haushal te , d. h. der Pr ivathaushal t e m i t mindestens einem

Mi t g l i e d der Grundgesamthei t, an den Ca. 22,18 Mi1 1 ionen Pr ivathaushal t e n

geschätzt . Damit e r g i b t s i c h rechner isch e i n A n t e i l von 32.5 % von Z i e l -

haushal ten. Bei Einrechnung eines großzügigen Abschlags f ü r d i e F ä l l e , i n

denen mehrere Mi t g l i e d e r der Grundgesamthei t einem Haushal t angehören, be-

l i e f s i c h d i e Schätzung au f 25 %.

Von besonderem Nutzen war i n diesem Zusammenhang d i e b e i der "Allgemeinen

Bevölkerungsumfrage der Sozia lwissenschaf ten - ALLBUS 1980 (Nat iona le r So-

z i a l e r Survey) " erhobene Haushal t s l i ste . Die obige konserva t i ve Schätzung

w i r d durch d i e Resu l ta te des ALLBUS 1980 b e s t ä t i g t , dessen St ichprobe vom

Umfang n = 2955, d i e nach dem ADM-Stichprobenplan erhoben wurde, 873 Perso-

nen i n Haushalten m i t mindestens e i n e r Z ie lperson im Sinne des P.rojekts

"Lebensverläufe" aufweist , was einem A n t e i l von 29.5 % e n t s p r i c h t .

Da ke ine Daten von lebensgesch ich t l i ch verbundenen Personen, z. B. Ehepart-

nern, erhoben werden s o l l t e n , und deshalb nur e ine Person p r o Haushalt f ü r

e i n I n t e r v i e w i n Frage kam, mußten f ü r d i e angestrebte Bru t tos t i chprobe von

4000 Befragungspersonen 16000 Haushalte e r f o l g r e i c h k o n t a k t i e r t werden.

Diese Vorgabe war m i t der Vorgabe von 50 e r f o l g r e i c h e n Haushaltskontakten

i n jedem der 420 Stimmbezirke mehr a l s abgedeckt.

Während der Haushal tsvorerhebung t r a t e n Schwier igkei ten im Fe1 d auf , d i e

d i e Erre ichung der Vorgabe von 16000 Haushalten unmöglich machten. Der wäh-

rend der Planung b e r e i t s vermutete E f f e k t e i n e r Mißtrauensbildung i n den

be t ro f fenen S t i m b e z i r k e n b e s t ä t i g t e s i c h inso fe rn , a l s gerade d i e Kürze

des Fragenkatalogs f ü r d i e Hausha l ts l i s te , der ke ine Auskunft über d i e Un-

tersuchungszie l e der Studie gab, d i e Antwortberei t s c h a f t herabsetzte. Er

f ü h r t e zu einem v o l l s t ä n d i g e n A u s f a l l von 16 Stimmbezirken und ü b e r t r a f da-

m i t d i e Erwartungen i n we i taus , höherem Maß. D ie nach d i e s e r Erfahrung auf

Ca. 80 % der Vorgabe fes tge leg te Ausschöpfung, d. h. e ine Vorgabe von Ca.

13000 e r f o l g r e i c h e n Haushaltskontakten, konnte e r f ü l l t werden und f ü h r t e

aufgrund der konservat iven Annahmen auch zu e i n e r ausreichenden Bru t to -

s t i chprobe von Bef ragungspersor~en.

ZUMA

4. Resu l ta te der Haushal tsvorerhebung

D ie Haushaltsvorerhebung wurde vom 1. J u l i b i s 30. Oktober 1981 durchge-

f ü h r t und e rb rach te e ine L i s t e von 13974 deutschen Pr i va thausha l ten m i t

4616 Z i e l haushal ten. I n 92 Stimmbezirken befanden s i c h sowohl 1 männliche

a l s auch 1 w e i b l i c h e Z ie lperson , i n 80 Stimmbezirken b l i e b mindestens e i n e

Jahrgangsgruppe unbesetzt . 49 Stimmbezirke wiesen weniger a l s 6 Z ie lperso-

nen aus, 16 Stimmbezirke f i e l e n ganz aus. I n den 404 Stimmbezirken m i t min-

destens einem e r f o l g r e i c h e n Kon tak t wurden durchschni ttl i c h 11.4 Haushalte

erhoben. D ie - V e r t e i l ung der 4616 Z i e l personen nach Jahrgang und Geschlecht

bzw. nach Jahrgangsgruppen und Geschlecht s t immt i n hohem Maß m i t der en t -

sprechenden V e r t e i l ung des Mikrozensus 1978 übere in ( v g l . Tabe1 l e 3 ) .

D ie anonymis ier te L i s t e der Z ie lpersonen wurde zusammen m i t den zugehörigen

In fo rmat ionen über d i e Haushalte b e i ZUMA gespeicher t , wo auch a l l e we i te -

ren Prozeduren des Datenmanagements und der Aufbere i tung der St ichprobe

durchge führ t wurden.

Tab. 3: V e r t e i l ung der B r u t t o s t i c h p r o b e (4616 F ä l l e ) nach Geburtsjahrgang und Geschlecht

Geburts- Jahrgang

Haushal tsvorerhebung Mikrozensus 1978

m W Gesamt m W Gesamt

Gesamt 2333 50.5 2283 49.5 4616 100.0 50.0 50.1 100.1

ZUMA

18 % der Z i e l haushal t e e n t h i e l t e n mehr a l s e ine Z i e l person. Der verg le ich-

bare A n t e i l i n den entsprechenden Haushalten des ALLBUS 1980 be t rug 21 %.

Jedem Z i e l haushal t wurde nun durch e infache Z u f a l l sauswahl , d i e m i t H i l f e

des OSIRIS-Programpakets r e a l i s i e r t wurde, genau e ine Zie lperson entnom-

men. Der Umfang der St ichprobe r e d u z i e r t e s i c h dadurch von 4616 auf 3900

F ä l l e . Die V e r t e i l u n g der reduz ie r ten Bru t tos t i chprobe nach Jahrgang bzw.

Jahrgangsgruppe und Geschlecht b l i e b dabei im wesentl ichen e r h a l t e n ( v g l . Tabe l le 4 ) .

Tab. 4: V e r t e i l u n g der reduz ie r ten Bru t tos t i chprobe (3900 F ä l l e ) nach Ge- bur ts jahrgang und Geschlecht

Jahrgang m W Gesamt

n % n % n %

Gesamt 1967 50.4 1933 49.6 3900 100.0

A l s K r i t e r i u m f ü r d i e Güte der Übereinstimmung der r e l a t i v e n Ver te i lung der

B r u t t o - bzw. der reduz ie r ten Bru t tos t i chprobe bezügl ich Jahrgangsgruppen

und Geschlecht m i t der entsprechenden V e r t e i l ung des Mikrozensus 1978 kann

d i e X2-Prüfgröße herangezogen werden, d i e f ü r beide Vergle iche hohe Über-

einstimmung anzeigt . Erwartungsgemäß i s t d i e Anpassung der reduz ie r ten

Bru t tos t i chprobe wegen der Ziehung genau e i n e r Person p r o Haushalt etwas

sch lech te r .

Tab. 5: Verg le ich der B r u t t o - und reduz ie r ten Bru t tos t i chprobe m i t dem Mi- krozensus 1978 m i t H i l f e von x2 (Anzahl der F re ihe i tsg rade : 5 )

V e r t e i l ungen X

Bru t tos t i chprobe - Mikrozensus 1978 0.0084

r e d u z i e r t e Bru t tos t i chprobe - Mikrozensus 1978 0.0110

D ie r e d u z i e r t e Bru t tos t i chprobe b i l d e t e d i e Grundlage f ü r den endgül t igen

Stichprobenansatz, der i n Übers icht1 i c h e r Form folgende Gestal t b e s i t z t :

Tab. 6: Endgül t i g e r Stichprobenansatz

1929-1931 1939-1941 1949-1951 Gesamt

Männer

Frauen 1 637 744 552 1933

2 372 372 372 1116

Gesamt 1 1254 1499 1147 3900

2 744 744 744 2232

1 Adressen der reduz ie r ten Bru t tos t i chprobe 2 Sol 1 vorgabe

D ie gegenüber dem ers ten Stichprobenansatz veränderte Sol lvorgabe m i t dem

Z i e l g l e i c h e r Zellenbesetzungen war d i e Konsequenz e i n e r Reduzierung der

Größe der Gesamtstichprobe, d i e durch e i n e l i n e a r e M i t t e l k ü r z u n g erzwungen

wurde. Maßgeblich b l i e b h i e r der Gesichtspunkt der absoluten Stichproben-

größe f ü r d i e i n der Popu la t ion k l e i n s t e n Tei lgruppen (Männer und Frauen

der Geburtsjahrgänge 1949-51).

ZUMA

5. Schl ußbemerkung

M i t der Erste1 1 ung des Stichprobenansatzes f ü r das P r o j e k t "Lebensverl äufe"

konnte demonst r ie r t werden, daß der ADM-Stichprobenplan auch f ü r repräsen-

t a t i v e Querschn i t te r e l a t i v k l e i n e r T e i l popul a t ionen herangezogen werden

kann. Der Verg le ich der V e r t e i l u n g der durch d i e Adressenvorerhebung gewon-

nenen St ichprobe m i t den Daten des Mikrozensus 1978 z e i g t d i e Güte des Ver-

fahrens. Insbesondere ze ig ten d i e erwarteten Klumpeneffekte ke ine nach te i -

l i g e Auswirkung auf d i e Q u a l i t ä t der Stichprobe.

Dennoch dürfen d i e grundsätz l ichen Prob1 eme des ADM-Designs i n s t i chpro-

bentheoret ischer H i n s i c h t a l s auch im H i n b l i c k au f Kosten und P r a k t i k a b i l i-

t ä t keineswegs a l s e r l e d i g t b e t r a c h t e t werden. Gerade der Ver lau f der Fe1 d-

a r b e i t e n zur E r s t e l l u n g der Haushal t s l i s t e h a t geze ig t , daß im F a l l e der

Erhebung be i r e l a t i v k l e inen T e i l popul a t ionen der ADM-Stichprobenpl an an

d i e Grenze se iner L e i s t u n g s f ä h i g k e i t gerä t .

D ie Konsequenz aus den gemachten Erfahrungen i s t d i e Prüfung und Erprobung

a l t e r n a t i v e r Stichprobenpläne. Im Rahmen e i n e r von ZUMA betreuten Jugend-

s t u d i e wurde m i t der Entwick lung e ines Designs begonnen, m i t dem über e ine

St ichprobe von Gemeinden und deren Einwohnermel deämter e ine St ichprobe aus

der Kohorte der 15-18jähr igen gezogen werden s o l l .

D ie eingangs benannten Schwier igkei ten dieses Vorgehens bedeuten, daß es

s i c h h i e r b e i n i c h t a p r i o r i um einen "Königsweg" handel t , jedoch dür fen von

einem Methodenvergleich, zu dem U. a. auch das gesamte b i s h e r ungenutzte

Datenmaterial der Haushal tsvorerhebung des P r o j e k t s "Lebensverl äufe" heran-

gezogen werden wird, w e r t v o l l e Aufschlüsse f ü r we i te re Verbesserungen e r -

w a r t e t werden, z. B. zur Frage, i n w i e w e i t d i e Anwendung eines Mischdesigns

s i n n v o l l i s t .

Das P r o j e k t "Lebensverl äufe und Wohl f a h r t s e n t w i c k l ung" w i r d von Kar1 U1 r i c h

Mayer (ZUMA und Un ivers i t Z t Mannheim) , Georgios Papastefanou und Angel i k a

Tölke durchgeführt . Der beschriebene Stichprobenplan wurde von Hans-Peter

K i rschner und Michael W i edenbeck entwickel t. Der vorstehende B e r i c h t wurde

von Michael Wiedenbeck ver faß t .

ZUMA

Anmerkungen

1 ) Synthet ische Stimmbezirke s ind Zusammenfassungen sehr k l e i n e r E inhe i ten m i t größeren benachbarten Stimmbezirken.

2) D ie I n t e r v i e w e r konnten e i n Anschreiben an d i e zu kontakt ierenden Haus- h a l t e überreichen, i n dem allgemein d i e Z i e l e der Untersuchung, d i e durchführenden I n s t i t u t i o n e n und d i e Verwendung der Daten e r l ä u t e r t wurden.

L i t e r a t u r

ARBEITSKREIS DEUTSCHER MARKTFORSCHUNGSINSTITUTE ADM (Hrsg . ) . Musterst ich- probenpläne. München: Moderne I n d u s t r i e , 1979.

MAYER, K. U. Lebensverl äufe und WoRl f a h r t s e n t w i c k l ung. Antrag auf Förderung der zweiten Forschungsphase 1982-1984 im Sonderforschungsbereich 3 "Mik roana ly t i sche Grund1 agen der Gesell schaf tspol i t i k " . F r a n k f u r t / Mannheim: 1981.

KIRSCHNER, H. -P. Das Ziehen von Stichproben m i t H i l f e des Programmpakets OSIRIS. Zumanachrichten. 7. 1980. 16-34.

KISH, L. Survey Sampling. ~ e " Y&-k: wi ley, 1965. RAJ, D. Sampling Theory. New York: McGraw-Hill, 1968.

ZUMA

PROJEKTBERICHT: DIE BEFRAGUNG VON ELITEN IN DER BUNDESREPUBLIK DEUTSCHLAND

1. Anlage und Z i e l e der Untersuchung

D ie empir ische Erforschung von E l i t e n h a t e i n e lange T r a d i t i o n i n den So-

z i a l wissenschaften, wobei anfangs d i e Analyse a l lgemein zugängl i c h e r I n f o r -

mationen, wie z. B. b iographische Daten aus Handbüchern oder Archiven, im

Vordergrund stand (Dokumentenanalyse) . S e i t e i n i g e r Z e i t w i r d jedoch b e i

der Untersuchung von E l i t e n zunehmend das Instrumentar ium der Umfragefor-

schung e ingese tz t . El i teumfragen dienen dabei zwei un te rsch ied l i chen For-

schungszwecken. Im ers ten Fa1 1 werden E1 i t e n i n i h r e r Eigenschaf t a l s Ex-

per ten f ü r e i n bestimmtes Sachgebiet be f rag t . Bei Untersuchungen dieses

Typs beschränkt s i c h d i e Befragung me is t auf wenige, mehr oder weniger sy-

s temat isch ausgewählte E1 i tepersonen; d i e In te rv iews haben zumeist L e i t f a -

dencharakter und dienen vorwiegend der E x p l o r a t i o n des j e w e i l i g e n Sachge-

b i e t e s , i n dem s i c h d i e Befragten besonders g u t auskennen. El i teumfragen im

zwei ten Sinne beschäf t igen s i c h hingegen m i t der s t a n d a r d i s i e r t e n Erfassung

s p e z i f i s c h e r Merkmale von E1 i temi t g l iedern, z. B. von E i n s t e l l ungen. Die

untersuchte E1 i tepopul a t i o n w i r d dabei nach systematischen Auswahl k r i t e r i e n

bestimmt.

Die Untersuchung, über d i e im folgenden b e r i c h t e t w i rd , gehört zum zweiten

Typ. Es hande l t s i c h um e ine Studie über führende Pos i t ions inhaber i n der

Bundesrepublik Deutschland, von denen angenommen werden kann, daß s i e auf-

grund i h r e r P o s i t i o n E i n f l uß auf gesamtgesell s c h a f t l i c h bedeutsame Ent-

scheidungen haben. D ie Erhebung wurde im Sommer 1981 durchgeführt und von

ZUMA b e t r e u t .

Inha l tl iche Schwerpunkte der Studie, d i e an zwei f rühere E1 i tes tud ien von

1968 und 1972 anknüpf t , s i n d d i e Erhebung von Informat ionen über s o z i a l e

Herkunf t , Karr ieremuster und pol i t i s c h e Überzeugungen der E1 i ten. Außerdem

wurden Netzwerkdaten über Beziehungen zwischen Organisationen und zwischen

Personen erhoben. D ie theore t i schen Grundlagen und Analyseabsichten s i n d i n

f rüheren Arbei ten sowie i n den Forschungsanträgen a u s f ü h r l i c h d a r g e s t e l l t

(HOFFMANN-LANGE, NEUMANN & STEINKEMPER, 1980; WILDENMANN & KAASE, 1979,

1981).

2. D e f i n i t i o n und Bestimmung der Befragungspopulation

E1 i t e n s i n d nach der i n den Sozia lwissenschaf ten üb1 ichen D e f i n i t i o n Perso-

nen m i t besonders großem E i n f l u ß auf bedeutsame Entscheidungen i n einem So-

z ia lsystem, z. B. i n e i n e r Organisat ion, e i n e r Gemeinde oder e i n e r ganzen

Gesell scha f t . Im vor1 iegenden Fa1 1 wurden n a t i o n a l e E1 i t e n i n der Bundesre-

publ i k Deutschland untersucht . Bezugseinhei t i s t a l so d i e gesamte Gesel l -

s c h a f t der Bundesrepublik Deutschland. Die Auswahlprobleme, d i e s i c h b e i

der Untersuchung na t iona l e r E1 i t e n i n hochentwickel ten Gesell schaf ten erge-

ben, si-nd wegen der komplexen S t r u k t u r d ieser Gesel lschaf ten besonders

groß.

Die beiden w i c h t i g s t e n Grundentscheidungen j e d e r Auswahl s i n d dabei d i e ho-

r i z o n t a l e und d i e v e r t i k a l e Abgrenzung der Untersuchungspopul a t i o n . Beide

hängen davon ab, ob Macht bzw. E i n f l u ß auf bedeutsame Entscheidungen enger

oder w e i t e r d e f i n i e r t werden. Die h o r i z o n t a l e Abgrenzung b e t r i f f t d i e Fra-

ge, ob nur solche Personen i n d i e Untersuchung einbezogen werden so l len ,

d i e d i r e k t an pol i t i s c h e n Entscheidungen p a r t i z i p i e r e n , d. h. po l i t i s c h e

E1 i t e n im engeren Sinne, oder ob d i e E1 i t e d e f i n i t i o n auch au f e inen wei te-

ren Personenkreis ausgedehnt werden s o l l , der i n d i r e k t au f d i e Entschei-

dungs- bzw. W i l l ensb i l dung im pol i ti schen System w i r k t , z. B. auf E1 i t e n

von Interessengruppen, Wissenschaft und Massenmedien.

Die v e r t i k a l e Abgrenzung der E1 i t e b e t r i f f t dagegen d i e Anzahl der H ie ra r -

c h i eebenen, d i e i n d i e Untersuchung mi t einbezogen werden. Man kann s i c h

z. B. au f d i e Inhaber der Sp i tzenpos i t ionen i n den verschiedenen Organisa-

t i o n e n bzw. I n s t i t u t i o n e n beschränken, d i e d i e forme1 l e Entscheidungsbefug-

n i s i n a l l e n d i e Gesamtorganisation be t re f fenden Entscheidungen haben. Die-

se verfügen über e inen b r e i t e n E i n f l ußbereich ,. nehmen aber andererse i ts am

Prozeß der Entscheidungsvorbereitung und damit an der Formulierung von Ent-

scheidungsal ternat iven me is t n i c h t besonders i n t e n s i v t e i l . Die V e r t r e t e r

der übr igen Hierarchieebenen haben hingegen einen eingeschränkteren Kompe-

tenzbereich, s ind jedoch i n diesem Rahmen i n t e n s i v e r an der Vorberei tung

e i n z e l n e r Entscheidungen b e t e i l i g t .

Zur Bestimmung der Untersuchungspopulation stehen d r e i verschiedene Aus-

wahl techniken zur Verfügung, d i e unterschied1 i che Ind ika to ren f ü r pol iti-

ZUMA

sche Macht verwenden. Der Pos i t ionsansa tz geht davon aus, daß i n d i f f e r e n -

z i e r t e n I n d u s t r i e g e s e l l schaf ten Macht an formal e Führungsposi t i onen gebun-

den i s t . Al s Z i e l popul a t i o n werden daher d i e Inhaber von Führungsposi t i onen

i n verschiedenen gese l l s c h a f t l ichen Sektoren ausgewählt. Beim Reputations-

ansatz w i r d n i c h t von Pos i t ionen ausgegangen. D ie e i g e n t l i che Auswahl der

Z i e l p o p u l a t i o n w i r d durch Experten g e t r o f f e n , d i e f ü r d i e Populat ion a l s

Ganzes, f ü r e inze lne Sektoren oder auch bestimmte Pol i t i k f e l d e r , w ie z. B.

W i r t s c h a f t s p o l i t i k oder Außenpol i t ik , bestimmen, wer d i e e i n f l ußreichsten

Personen sind. Beim Entscheidungsansatz schl i e ß l i c h e r f o l g t d i e Bestimmung

der E l i t e p o p u l a t i o n auf der Basis e i n e r vorausgehenden Untersuchung von

konkreten pol i ti schen Entscheidungsprozessen, deren w i c h t i g s t e T e i l nehmer

a l s E1 i t e b e t r a c h t e t werden.

D ie Entscheidung f ü r e ines der s k i z z i e r t e n Auswahlverfahren muß neben theo-

r e t i s c h e n Gesichtspunkten auch d i e P r a k t i k a b i l i t ä t der Verfahren berück-

s ich t igen . Unter diesem zweiten Aspekt i s t der Entscheidungsansatz zur Aus-

wahl n a t i o n a l e r E l i t e n zu aufwendig, da e r umfangreiche Vorstudien voraus-

s e t z t . Die Bestimnung der E1 i t e i s t h i e r Ergebnis, n i c h t aber Ausgangspunkt

der Untersuchung. Der Reputationsansatz i s t i n e r s t e r L i n i e b e i Gemeinde-

Studien anwendbar, b e i denen d i e Z i e l popul a t i o n f ü r d i e ausgewählten Exper-

ten noch v o l l überschaubar i s t , da s i e i n der Regel n i c h t sehr v i e l e Perso-

nen umfaßt. Bei der Anwendung dieses Ansatzes a u f n a t i o n a l e E l i t e n e rheb t

s i c h dagegen das Problem, daß e ine e inze lne Person nur e inen sehr begrenz-

ten Bereich des gesamten Entscheidungsspektrums überb l i cken kann und daher

n i c h t i n der Lage i s t , d i e Gesamtgruppe der i n e i n e r Gese l l scha f t bedeutsa-

men Personen v o l l s tänd ig zu bestimmen. Zudem bes teh t n a t ü r l i c h ganz a l l ge-

mein d i e Gefahr s u b j e k t i v e r Verzerrungen der Exper tenur te i le , d i e m i t zu-

nehmender Ferne von den ta tsäch l i chen Entscheidungszentren noch zunimmt.

Der Posi t i onsansa tz s e t z t hingegen keine umfangreichen Vorstudien voraus

und e rmög l i ch t e ine Auswahl anhand dokumentierbarer und nachvo l l z iehbarer

K r i t e r i e n . Er i s t somit sowohl d i e zuver läss igs te a l s auch am l e i c h t e s t e n

zu opera t iona l i s ie rende der d r e i Techniken. Bei se iner Anwendung muß man

s i c h a l l e r d i n g s darüber im k l a r e n sein, daß e r d i e Ausübung von E in f luß ,

d i e n i c h t an d i e Einnahme von Führungsposit ionen gebunden i s t , systematisch

ausblendet. Es i s t daher zu prüfen, ob e ine Ergänzung der nach diesem Ver-

fahren ausgewählten Z i e l popul a t i o n um Personen m i t eher in fo rme l lem E i n f l uß

ZUMA

e r f o r d e r l i c h i s t . I n den deutschen E l i t e s t u d i e n von 1968, 1972 und 1981

wurde d i e Z i e l popu la t ion m i t H i l f e des Posi t ionsansatzes bestimmt. Zudem

wurde i n a l l en d r e i Studien e ine V i e l zahl verschiedener E1 i tegruppen einbe-

zogen, d i e h i n s i c h t l i c h i h r e s E in f lusses , i h r e r Interessen, soz ia len Merk-

mal e usw. verg l ichen werden können. Die Anwendung des Posi t ionsansatzes

brachte e i n mehrstuf iges Auswahlverfahren m i t s i c h und e r f o r d e r t e d i e vor-

her ige Festlegung der Sektoren, der Organisationen j e Sektor und sch l ieß-

l i c h der Posi t ionen, d i e i n d i e Untersuchung einbezogen werden s o l l t e n . I n

einem l e t z t e n S c h r i t t wurden dann d i e d e r z e i t i g e n Inhaber der Auswahl pos i -

t i onen bestimmt und i n e i n e r Datei e r f a ß t .

Es l i e g t au f der Hand, daß d i e Zusammensetzung der Befragungspopulation e i -

nen wesentl ichen E i n f l u ß auf d i e V e r t e i l u n g der i n der Studie erhobenen

Merkmale ha t . Die Anzahl der Auswahl posi t i o n e n und damit der Zahl enre l a t i o -

nen zwischen Posi t ionen, Organisationen und Sektoren i s t daher von großer

Bedeutung f ü r d i e G ü l t i g k e i t der Ergebnisse. Bei der Festlegung der Aus-

w a h l k r i t e r i e n wurde versucht, d i e verschiedenen Organisationen und Sektoren

entsprechend der ihnen zugeschriebenen Bedeutung durch e i n e mehr oder weni-

ger große Anzahl von Pos i t ionen zu repräsen t ie ren . Damit so1 1 t e e r r e i c h t

werden, daß zu t re f fende Aussagen über d i e V e r t e i l ung von Merkmal en zumin-

dest f ü r d i e e inzelnen Sektoren mögl ich s ind. Auch u n t e r d ieser Vorausset-

zung i s t es jedoch problemat isch, d i e Befragten über d i e Sektoren hinweg zu

aggregieren und Aussagen über " d i e E l i t e " zu machen, da s i c h d i e Bedeutung

der e inzelnen Sektoren wegen der mange1 nden Verg le ichbarke i t i h r e s E i n f l us-

Ses auf po l i ti sche Entscheidungen nur schwer q u a n t i f i z i e r e n l ä ß t .

Tabe l le 1 e n t h ä l t e ine L i s t e der w i c h t i g s t e n Sektoren und d i e Fa l l zah len

der i n diesen Sektoren ausgewählten Posi t ionen.

ZUMA

Tab. 1: Anzahl der ausgewählten Pos i t ionen f ü r d i e e inzelnen Sektoren

Sektor n %

P o l i t i k Verwal tung Finanz- und W i r t - schaftsunternehmen Wir tschaf tsverbände Gewerkschaften Massenmedien Wissenschaft Mi1 i t ä r Ku1 t u r J u s t i z Sonstige

Insgesamt 3580 100.0

Organ isa t ion des Fe1 deinsatzes

Durch Ämterkumulation und momentane Nichtbesetzung e i n i g e r Pos i t ionen ver-

minderte s i c h d i e Zahl der Z ie lpersonen gegenüber der Zahl der Auswahlposi-

t i onen von 3580 auf 3165.1)

Angesichts der Größenordnung der Z i e l p o p u l a t i o n war d i e Befragung nur durch

d i e Einschal tung e ines Me inungs fo rschungs ins t i tu ts durchzuführen; m i t d ie -

ser Aufgabe wurde GETAS, Bremen, a l s e ines der Kooperat ionsi n s t i t u t e von

ZUMA b e t r a u t . Da im Verg le ich zu e i n e r a l l gemeinen Bevöl kerungsumfrage m i t

einem wesent l i ch höheren Aufwand f ü r Terminabsprachen gerechnet werden muß-

t e , wurde zudem beschlossen, den Fe1 de insa tz zwischen GETAS und der Pro-

jektgruppe a u f z u t e i 1 en. Die Projektgruppe be t reu te etwa e i n D r i t t e l der

insgesamt zur Befragung vorgesehenen Adressen se lbs t . Dabei handel te es

s i c h um Z i e l personen, be i denen aufgrund i h r e r P o s i t i o n angenommen werden

) ~ u f ~ r u n d von vorübergehend vakanten Posi t ionen, Posi tionsumbesetzungen, der Neuschaf fung sowie Zusammen1 egung von Pos i t ionen veränderte s i c h das Adressenbrutto während des Fe1 dzei traums. Die endgül t igen Fa1 1 zahlen e r - gaben s i c h daher e r s t nach Abschluß der Untersuchung. Im folgenden w i r d nur auf d iese Zahlen Bezug genommen, d i e nach e i n e r Date ikor rek tu r au f dem Datensatz e n t h a l t e n s ind.

mußte, daß Kontaktaufnahme, Terminabsprachen und d i e I n t e r v i e w s i t u a t i o n

einmal wegen i h r e r z e i t l i c h e n Überbeanspruchung und zum anderen wegen der

vermuteten hohen Ansprüche an d i e spez i f i sche Sachkompetenz der In te rv iewer

a l s Gesprächspartner besonders schwier ig s e i n würden. Zu d i e s e r Gruppe ge-

hör ten z. B. Bundes- und Landesminister, Vorstandsvorsitzende von Großun-

ternehmen, Chefredakteure von Tageszeitungen, d. h. im wesent l ichen d i e In -

haber der j e w e i l s höchsten Pos i t ionen i n den e i n z e l nen Sektoren.

Der Fe lde insa tz f ü r d i e beiden Fe lder wurde ge t renn t g e l e i t e t , so daß auch

zwei ge t renn te In te rv iewers täbe zum E insa tz kamen. I n dem von GETAS betreu-

t e n F e l d I waren insgesamt 85 I n t e r v i e w e r t ä t i g . Der In te rv iewers tab i n

Fe1 d I I (Projektgruppe) bestand aus d r e i Pro jek tmi t a r b e i t e r n und wei teren

2 1 besonders qua1 i f i z i e r t e n In te rv iewern . Wegen der besonderen Z i e l popul a-

t i o n wurde e ine münd1 iche In te rv iewerschu l ung durchgeführt . Zusätz l i c h e r -

h i e l t e n d i e I n t e r v i e w e r e inen s c h r i f t l ichen I n t e r v i e w e r l e i t f a d e n , der aus-

führ1 i c h e Er läuterungen zum Fragebogen e n t h i e l t .

Anfang März 1981 e r h i e l t e n a l l e Z i e l personen e i n e r s t e s Anschreiben, m i t

dem s i e um d i e Teilnahme an der Untersuchung gebeten wurden. A l l e Anschrei-

ben waren von den beiden wissenschaf t l ichen L e i t e r n der Studie i n d i v i d u e l l

unterschr ieben und wurden m i t dem Absender der U n i v e r s i t ä t Mannheim ver-

sandt, um den Zie lpersonen gegenüber zu dokumentieren, daß es s i c h b e i dem

P r o j e k t um e i i i e u n i v e r s i t ä r verankerte S tud ie handelte. Auf dem B r i e f k o p f

waren beide Lehrs tüh le au fge führ t , und e r e n t h i e l t zusä tz l i c h e inen Hinweis

au f d i e o rgan isa to r i sche Betreuung durch GETAS. Den Anschreiben 1 ag e ine

Rückantwortkar te be i , auf der d i e Befragten mögl i che In te rv iewtermine nen-

nen konnten.

Ursprüng l i ch war geplant gewesen, Ende März e i n Erinnerungsschreiben an

d ie jen igen Zielpersonen zu versenden, d i e noch n i c h t au f das e r s t e An-

schreiben r e a g i e r t hat ten. Der Rücklauf der Antwortkar ten war zu diesem

Ze i tpunk t jedoch noch so groß, daß diese Schreiben e r s t i n der e rs ten

Apri lwoche v e r s c h i c k t wurden.

Der Fe lde insa tz ver1 i e f i n beiden Feldern nach ähnl ichem Muster. Der Rück-

1 au f auf d i e Anschreiben wurde b e i der Fe1 d e i n s a t z l e i tung r e g i s t r i e r t . Die

von den Befragten vorgeschlagenen Termine wurden umgehend entweder s c h r i f t -

ZUMA

l i c h ( F e l d I ) oder t e l e f o n i s c h (Fe ld 11) b e s t ä t i g t . Eingehende Absagen wa-

ren i n der Regel so e i n d e u t i g und d e f i n i t i v , daß auf we i te re Kontaktversu-

che v e r z i c h t e t werden konnte. Sehr h ä u f i g wurden jedoch Rückfragen nach den

Z i e l e n der Untersuchung oder nach den Auswahl k r i t e r i e n g e s t e l l t, d i e im

H i n b l i c k a u f e ine mögl i c h s t hohe Ausschöpfung sehr ausführ1 i c h beantwortet

wurden.

Ab M i t t e Mai l i e ß der Rücklauf der Rückantwortkarten und - b r i e f e d e u t l i c h

nach. Da zu diesem Ze i tpunk t jedoch etwa e i n D r i t t e l der Z ie lpersonen über-

haupt noch n i c h t auf d i e Anschreiben r e a g i e r t ha t te , wurde es notwendig,

e inen we i te ren Kontaktversuch zu unternehmen. Für Fe ld I 1 wurde durch d i e

Projektgruppe versucht , t e l e f o n i s c h Kontakt mi t den Z i e l Personen herzus te l -

len , während d i e Kontaktaufnahme i n F e l d I durch d i e j e w e i l s am O r t be f ind-

l i c h e n I n t e r v i e w e r vorgenommen wurde.

Insgesamt umfaßte der Fe lde insa tz den Zeitraum von Ende März b i s Ende J u l i

1981. 55 (3.2 % ) In te rv iews fanden im März s t a t t , 843 (48.3 % ) im A p r i l ,

618 (35.4 % ) im Mai, 181 (10.4 % ) im Jun i und 40 (2.3 % ) im ~ u l i . 1 )

Tabel le 2 e n t h ä l t d i e V e r t e i l u n g der Reaktionen der angeschriebenen Perso-

nen au f d i e e inzelnen Phasen des Feldzeitraums. Sie z e i g t , daß der Prozent-

sa tz der Zusagen zunehmend ger inger wurde, daß aber d i e beiden Nachfaßak-

t ionen durchaus noch e ine erheb1 i che absolute Anzahl von In te rv iews mögl i c h

machten. Dabei ergaben s i c h 1 e d i g l i c h ger ing füg ige Unterschiede zwischen

den Sektoren. Eine Ausnahme machte a l l e r d i n g s der Sektor M i l i t ä r , i n dem

l e d i g l i c h 32 % der Zielpersonen b e r e i t s a u f das e r s t e Anschreiben reag ie r -

ten. Dies i s t darauf zurückzuführen, daß d i e genere l le s c h r i f t l i c h e Geneh-

migung zur Teilnahme an der Untersuchung durch das Bundesverteidigungsmini-

s te r ium im März noch n i c h t vor lag, d i e Zie lpersonen diese aber o f f e n s i c h t -

1 i c h abwarten wo11 ten, ehe s i e persönl i c h über i h r e T e i l nahmebereitschaft

entschieden. Die Anfang Februar erbetene a l 1 gemei ne Genehmigung wurde

s c h l i e ß l i c h Anfang A p r i l e r t e i l t .

1 ) 1n sieben F ä l l en f e h l t d i e Interviewerangabe des Befragungstermins.

ZUMA

Tab. 2: Reaktion der Zielpersonen und Rea l i s ie rung

n i c h t - r e a l i s i e r t r e a l i s i e r t Sume

Reaktion auf das 752 35.8 1350 64.2 2102 100.0 e r s t e Anschreiben 52.9 77.4 66.4

Reaktion auf das 178 60.5 116 39.5 294 100.0 Er innerungsschrei - 12.5 6.7 9.3 ben

K o n t a k t i e r t durch 367 70.3 155 29.7 522 100.0 Projektgruppe oder 25.8 8.9 16.5 I n t e r v i e w e r

Insgesamt

4. Ausschöpfung

Die Ausschöpfungsrate l a g i n beiden Feldern g l e i c h hoch. M i t 55 % i s t s i e

etwas ger inger a l s 1972 (60 %) , e n t s p r i c h t aber genau der von 1968 m i t

ebenfa l l s 55 %. Durch e ine we i te re Ver1 ängerung des Fe1 dzei traums h ä t t e

s i c h d i e Ausschöpfung möglicherweise noch etwas s t e i g e r n lassen. Der da-

durch bedingte Aufwand sowie d i e Probleme, d i e s i c h aus einem noch längeren

Zeitraum f ü r d i e I n t e r p r e t a t i o n der Ergebnisse ergeben hät ten, 1 ießen e ine

solche Verlängerung jedoch n i c h t s i n n v o l l erscheinen.

D ie Unterschiede zwischen den Ausschöpfungsraten i n den einzelnen Sektoren

s ind i n Tabe l le 3 d a r g e s t e l l t . Der Verg le ich m i t den beiden f rüheren Stu-

d ien z e i g t e ine bemerkenswerte Konstanz der Ausschöpfungsraten innerha lb

der Sektoren über d i e Z e i t . Gegenüber 1972 gingen l e d i g l i c h d i e A n t e i l e i n

den Sektoren Gewerkschaften und M i l i t ä r um mehr a l s 10 % zurück. Bei den

Gewerkschaften d ü r f t e d ies vor a l lem darauf zurückzuführen sein, daß s i c h

l ) p o s i t ionswechsler werden ge t renn t aufgeführt , da b e i ihnen i n jedem Fa1 1 Besonderheiten b e i der Kontaktaufnahme vor l iegen .

ZUMA

e ine Reihe von Gewerkschaften während des Fe1 dze i traums i n T a r i f verhandl un-

gen befand. Dies b e l a s t e t e das Zei tbudget der Z ie lpersonen i n diesem Sektor

und wurde i n e in igen F ä l l en expl i z i t a l s Absagegrund genannt. Im Sektor Mi-

l i t ä r war s icher d i e verspä te t eingegangene Genehmigung durch das M i n i s t e -

r ium ausschlaggebend f ü r d i e ger inge Zusagequote.

Tab. 3: Ausschöpfungsraten f ü r d i e e inzelnen ~ e k t o r e n l )

P o l i t i k

Verwaltung

Finanz- und W i r t - schaftsunternehmen

Wi r tscha f ts - verbände

Gewerkschaften

Massenmedien

Wissenschaft

Mi1 i t ä r

Ku1 t u r

J u s t i z

Sonst i ge

1981

Brut toansatz Real i s i e r t

n % n %

452 14.3 274 60.6

471 14.9 296 62.8

1972

Real i s i e r t

n %

353 65.1

549 64.1

1968

Real i s i e r t

n %

191 60.1

89 59.7

Gesamt 3165 100.0 1744 55.1 1825 60.2 808 55.7

Insgesamt konnten somit 1421 Z i e l personen n i c h t b e f r a g t werden. Davon ha t -

ten 110 Personen zwar p r i n z i p i e l l zugesagt, das I n t e r v i e w kam aber aus

Zei tgründen, auch nach Ver1 ängerung des Fe1 dzei traums, n i c h t mehr zustande.

P-

1 ) ~ i c h t ausgewiesene Fa1 1 zahlen bzw. Prozentwerte: Diese Sektoren waren i n d i e entsprechenden Studien n i c h t einbezogen.

ZUMA

Bei den e indeut igen Absagen wurde h ä u f i g überhaupt ke ine Begründung angege-

ben. Auf d i e q u a n t i t a t i v e Erfassung der gegebenen Begründungen i n den ü b r i - gen F ä l l en wurde v e r z i c h t e t , da unserer Auffassung nach diese "Begründun-

gen" d i e ta tsäch l i chen Absagegründe n i c h t widerspiegeln. H i n t e r dem am häu-

f i g s t e n vorgebrachten Argument, näml i c h Zeitmangel , verbergen s i c h vermut-

1 i c h neben t a t s ä c h l i c h e r Terminüberlastung - d i e jedoch von a l l e n Z i e l per-

sonen gleichermaßen h ä t t e i n s F e l d g e f ü h r t werden können - auch e i n e Anzahl

anderer Absagegründe, d i e d i e Z i e l personen l e d i g 1 i c h n i c h t e x p l i z i t machen

wo1 1 ten. Weitere - zahl enmäßig jedoch n i c h t i n s Gewicht f a l l ende - Absage-

gründe waren:

- d i e Fes ts te l lung , d i e Z ie lperson b e t e i l i g e s i c h p r i n z i p i e l l n i c h t an Um-

f ragen d i e s e r Ar t ;

- Datenschutzargumente.

Al 1 gemeine Bedenken h i n s i c h t l i c h des wi ssenschaf t l ichen Wertes und der

Nütz1 i c h k e i t soz ia lw issenschaf t l i c h e r Umfrageforschung, wie s i e b e i den e r -

s ten i n der Bundesrepubl i k durchgeführten E1 i t e s t u d i e n noch h ä u f i g e r vorka-

men, wurden nur sehr s e l t e n geäußert.

Häuf ig w i r d i n der E1 i teforschung d i e Befürchtung geäußert, d i e A u s f a l l r a t e

nehme m i t der Höhe der P o s i t i o n der Zie lperson zu, d ies werde jedoch b e i

Ausschöpfungsberechnungen, d i e nur nach Sektoren d i f f e r e n z i e r e n , n i c h t

d e u t l i c h . Um d i e R i c h t i g k e i t d ieser These zu überprüfen, wurden f ü r d i e

w i c h t i g s t e n Sektoren Ausschöpfungsberechnungen ge t renn t nach den Spitzenpo-

s i t i o n e n und den übr igen Pos i t ionen berechnet. l ) Die D e f i n i t i o n der S p i t -

zenposi t i o n e n e n t s p r i c h t dabei weitgehend den K r i t e r i e n , d i e zur U n t e r t e i - l u n g der beiden Fe lder verwendet wurde.

Tabe l le 4 z e i g t , daß d i e Ausschöpfungsrate n i c h t e i n h e i t l i c h von der Höhe

der P o s i t i o n abhängig i s t .

1)1n den Sektoren Wissenschaft und K u l t u r war e ine Trennung zwischen verschiedenen Ebenen n i c h t möglich, da d iese ke ine e indeut ige h ie ra rch ische S t r u k t u r aufweisen.

ZUMA

Tab. 4: Ausschöpfung f ü r Spi tzenposi t ionen ( I ) im Verg le ich zu den übr igen Führungsposi t i onen ( 11) f ü r ausgewählte Sektoren

angeschriebene r e a l i s i e r t e Ausschöpfung F ä l l e F ä l l e i n %

P o l i t i k 11) 246 133 54.1

P o l i t i k I 1 206 141 68.4

Verwaltung 12) 163 114 69.9

Verwal tung I I 308 182 59.1

Wi r tscha f ts - unternehmen I 242 116 54.1

Wi r tscha f ts - unternehmen I I 446 169 37.9

Wi r tscha f ts - verbände I

Wir tscha f ts - verbände I 1 235 145 61.7

Gewerkschaften I 3 3 19 57.6

Gewerkschaften I 1 122 68 55.7

Massenmedien I 88 57 64.8

Massenmedien I I 266 165 62.0

Ledig1 i c h i n den Sektoren Pol i t i k und Wir tschaf tsverbände ergab s i c h der

be fü rch te te E f f e k t , während i n der Verwaltung, b e i Unternehmen und Gewerk-

schaf ten d i e Ausschöpfung b e i den sp i tzehposi t i onen sogar g e r i n g f ü g i g höher

i s t . Dies mag darauf zurückzuführen sein, daß Staatssekretäre, Vorstands-

vors i tzende und Gewerkschaftsvorsi tzende von ihrem Se1 bs tvers tändn is her

d i e Ver t re tung i h r e r Organisat ion nach außen h i n wahrnehmen und daher eher

i nterv iewbere i t s i n d a l s andere führende Posi t i o n s i nhaber , d i e eher organi - s a t i o n s i n t e r n e Funktionen wahrnehmen.

1 ) ~ i e r w i r d d i e besonders ger inge Ausschöpfungsquote b e i der ~undesbxeku t i - ve duch bessere Zusagequoten b e i der Landesexekutive kompensiert.

2 )~bwe ichend von der Zuordnung zu Fe ld I und F e l d I 1 wurden h i e r a l l e S taa tssekre tä re i n Bundes- und Landesminister ien a l s Inhaber von Spit- posi t i o n e n k l a s s i f i z i e r t .

ZUMA

Über d i e i n h a l t l i c h e n Konsequenzen der e r r e i c h t e n Ausschöpfungsrate l ä ß t

s i c h nur spekul ieren. Es können aufgrund der beim Fe lde insa tz gemachten Er-

fahrungen ke ine systemati schen Gründe ausgemacht werden, d i e f ü r oder gegen

d i e Zusageberei t s c h a f t s p e z i f i s c h e r Gruppen sprechen. A l l e r d i n g s 1 ä ß t s i c h

vermuten, daß d i e befragten Personen, im Verg le ich zur Gesamtgruppe der

Z i e l personen, den f ü r a l l gemein pol i ti sche F r a g e s t e l l ungen und f ü r s o z i a l - wissenschaf t l i che Forschung aufgeschlosseneren T e i l der Führungsschicht

ausmachen. Dies könnte zu e i n e r gewissen Verzerrung der Ergebnisse b e i den

e r faß ten pol i t ischen E i n s t e l l ungen g e f ü h r t haben. Eine Val i d i e r u n g d ieser

Vermutung anhand ex te rner K r i t e r i e n i s t a l l e r d i n g s n i c h t möglich. Verzer-

rungen i n den anderen Untersuchungsbereichen, z. B. b e i Karr ieremustern,

T ä t i gkei tsmerkmal en sowie Organisat ions- und Personenkontakten können eben-

f a l l s n i c h t ausgeschlossen werden, zumal i n e in igen F ä l l en ganze Organi sa-

t ionen ( e i n e DGB-Gewerkschaft und e i n e Reihe von Unternehmen) d i e T e i l nahme

verwe iger t haben. Eine genaue Analyse der n i c h t r e a l i s i e r t e n Auswahlposi-

t i o n e n f ü r d i e e inzelnen Sektoren w i r d daher e r f o r d e r l i c h sein, um mögliche

systematische Verzerrungen erkennen zu können.

5. Fe1 dzugang

Im Ver1 auf des Fe1 deinsatzes wurden a l l e b r i e f l ichen, te le fon ischen und

persönl ichen Kontakte m i t den Zie lpersonen bzw. i h r e n Sekretar iaten, Per-

sönl ichen Referenten o. ä. n o t i e r t . Die Anzahl der b i s zur e rs ten Terminab-

sprache oder endgül ti gen Absage e r f o r d e r l ichen Kontakte i s t e i n w i c h t i g e r

I n d i k a t o r f ü r den se i tens der Fe1 d e i n s a t z l e i tung e r f o r d e r l ichen Aufwand.

D ie d u r c h s c h n i t t l i c h e Anzahl der Kontakte war 4.9 f ü r d i e r e a l i s i e r t e n und

3.4 f ü r d i e n i c h t r e a l i s i e r t e n F ä l l e . Da Terminverschiebungen, d i e d i r e k t

zwischen den In te rv iewern und den Z i e l personen abgesprochen wurden, h i e r b e i

n i c h t b e r ü c k s i c h t i g t sind, d ü r f t e n d i e t a t s ä c h l i c h e n Zahlen noch etwas hö-

her l i egen . Vergle ichsbasi s und Mindestzahl s ind zwei Kontakte f ü r d i e

n i c h t r e a l i s i e r t e n F ä l l e , nämlich Anschreiben und Absage. Für d i e r e a l i -

s i e r t e n F ä l l e fanden mindestens d r e i Kontakte s t a t t , nämlich Anschreiben,

Zusage und Terminbestätigung.

D ie sektorspezi f ischen Unterschiede s i n d n i c h t besonders ausgeprägt. Auch

d i e D i f f e r e n z zwischen den r e a l i s i e r t e n und den n i c h t r e a l i s i e r t e n F ä l l e n

i s t i n a l l e n Sektoren ähn l i ch . Tabe1 l e 5 z e i g t demgegenüber, daß d i e e r f o r -

ZUMA

d e r l i c h e Anzahl der Kontakte b i s zu e i n e r endgül t igen Zu- oder Absage v o r

a l l e m f ü r d ie jen igen Zie lpersonen zunahm, d i e von s i c h aus überhaupt n i c h t

au f d i e Anschreiben reag ie r ten . Bei diesen war der Aufwand f ü r d i e n i c h t

r e a l i s i e r t e n F ä l l e auch f a s t ebenso hoch w ie f ü r d i e r e a l i s i e r t e n . Dagegen

f ü h r t e d i e e r s t e Mahnaktion zu e i n e r nur ger ingfügigen Erhöhung der Kon-

t a k t z a h l en.

Tab. 5: Durchschni ttl iche Anzahl der Kontakte und Fe1 dver l au f

Fe1 d v e r l au f durchschni ttl iche Anzahl der Kontakte

insgesamt n i c h t r e a l i s i e r t e r e a l i s i e r t e F ä l l e F ä l l e

Reaktion auf e r - s tes Anschreiben 4.1 2.9 4.7

Reakt ion au f Erinnerungs- schreiben

K o n t a k t i e r t durch P r o j e k t - gruppe oder I n t e r v i e w e r

Pos i t ions- wechsl e r

Insgesamt

6. Datenschutz

E i n besonderes Problem, auf das h i e r eingegangen werden s o l l , s t e l l t e d i e

Handhabung des Datenschutzes dar . Bei Bevölkerungsumfragen w i r d d ieser nor-

mal erwei se dadurch gewähr1 e i s t e t , daß Befragtenadressen und Befragungser-

gebnisse ge t renn t aufbewahrt werden und nach Abschluß der Befragung d i e

Adressenkarte i oder - d a t e i v e r n i c h t e t w i rd . Der Datensatz der Befragungser-

gebnisse w i r d durch den V e r z i c h t au f d iese Speicherung von unmi t te lbar d i e

I d e n t i f i k a t i o n ermöglichenden Angaben von Namen und Adressen f a k t i s c h an-

onymis ie r t .

Eine solche Anonymisierung wäre b e i E1 i t e d a t e n nur möglich, wenn auf d i e

Einbeziehung von d e t a i 11 i e r t e n Posi tionsmerkmal en i n d i e Ergebni sda te i ver-

z i c h t e t würde; damit wäre a l l e r d i n g s e i n e s i n n v o l l e Analyse weitgehend un-

mögl ich, da e r s t e ine Erfassung verschiedener Posit ionsmerkmale d i f f e r e n -

z i e r t e Analysen nach un te rsch ied l i chen Gesichtspunkten, w ie z. B. nach Bun-

des1 ändern, Ressorts, Branchen oder Posi t i ons typen e r1 aubt. Bei e i n e r Kom-

b i n a t i o n verschiedener Posi tionsmerkmal e w i r d d i e Gruppe der Personen, au f

d i e d iese Merkmale z u t r e f f e n , aber o f tma ls so k l e i n , daß b e i Hinzuziehung

w e i t e r e r Var iablen wie A l t e r , Par te izugehör igke i t, Ausbildung usw. e ine

I d e n t i f i k a t i o n von e i nzel nen Personen n i c h t mehr ausgeschlossen werden

kann. Dies kann s e l b s t f ü r u n d i f f e r e n z i e r t e Posit ionsmerkmale und große

Gruppen z u t r e f f e n , g i l t aber noch i n wei taus stärkerem Maße f ü r Angehörige

k l e i n e r Gruppen m i t herausgehobenen Pos i t ionen wie z. B. M i n i s t e r .

D ie Datenschutzbestimmungen ges ta t ten nun d i e e l e k t r o n i sche Verarbei tung

personenbezogener Daten f ü r den Fa1 1 , daß d i e Befragten dazu i h r e s c h r i f t -

l i c h e E i n w i l l i g u n g gegeben haben ( § 3.2 Bundesdatenschutzgesetz). Nach e in -

gehender Diskussion m i t Datenschutzexperten entschieden w i r uns f ü r d i e

Einhol ung e i n e r so1 chen s c h r i f t l ichen E i n w i l l igung. Die Befragten wurden

j e w e i l s vor Beginn des In te rv iews darum gebeten. I n einem g l e i c h z e i t i g m i t

der E i n w i l l i gungserkl ärung ausgehändigten M e r k b l a t t zum Datenschutz waren

a l l e w ich t igen gese tz l i chen Bestimmungen au fge führ t , und den Befragten wur-

de d i e v e r t r a u l i c h e Behandlung der Daten zugesichert . Diese Vorgehensweise

wurde im P r e t e s t e r f o l g r e i c h e r p r o b t und f ü h r t e auch i n der Haupterhebung

zu ke iner1 e i Schwier igkei ten.

Auch im Rahmen der Rückfragen, d i e von Zie lpersonen über d i e Studie ge-

s t e l l t wurden, nahm der Datenschutz nur e i n e sehr untergeordnete R o l l e e i n .

Eine k l e i n e Zahl von Z i e l personen ver lang te d i e Zusicherung, daß der Daten-

sa tz v o l l s tänd ig anonymis ier t und j e d e r Posi t ionsbezug ge lösch t werden müs-

se; dem konnten w i r aus wissenschaf t l ichen Gründen n i c h t zustimmen. Auch

wurde von e in igen Zie lpersonen ge fo rder t , daß Fragebogen und Dateien nach

einem Zei t raum von höchstens f ü n f Jahren v e r n i c h t e t bzw. ge lösch t würden;

d ieser Forderung konnte e b e n f a l l s n i c h t zugestimmt werden. Jedoch ze ig ten

auch d ie jen igen Zielpersonen, d i e Rückfragen zur Handhabung des Datenschut-

zes ha t ten , überwiegend Verständnis da fü r , daß e ine v o l l s tändige Anonymi-

s ie rung des Datensatzes weder mögl i c h noch s i n n v o l l i s t und l e t z t e n d l i c h

ZUMA

n i c h t formale Prozeduren, sondern nur d i e Einhal tung der p r o f e s s i o n e l l en

Standards durch d i e m i t der Analyse befaßten Wissenschaf t ler e ine ver t rau-

l i c h e Behandlung der Daten s ichern können.

I n der Hauptuntersuchung wurde d i e U n t e r s c h r i f t u n t e r d i e E i n w i l l i gungser-

k l ä r u n g nur von zwei Personen verweigert ; d i e s wurde a l s Verweigerung des

In te rv iews behandelt.

D ie Unter lagen über den Fe lde insa tz , d i e Fragebogen sowie d i e E i n w i l l i -

gungserklärungen werden von der Projektgruppe i n Mannheim entsprechend den

Datenschutzbestimmungen aufbewahrt. D ie f ü r d i e Anschreiben e r s t e l l t e Posi-

t i onendate i sowie d i e Date i der erhobenen Daten un te r1 iegen im Rechenzen-

t rum der U n i v e r s i t ä t Mannheim besonderen Schutzmaßnahmen. Der Zugang zu den

Daten i s t au f P r o j e k t m i t a r b e i t e r beschränkt.

7. I n t e r v i e w s i t u a t i o n

I n der Regel e r h i e l t e n d i e I n t e r v i e w e r Adressenprotokol l e m i t f e s t e r Ter-

minvorgabe. Sie waren angewiesen, den Termin f ü r das I n t e r v i e w e i n b i s zwei

Tage vorher nochmal s zu bes tä t igen . Dabei kam es se i tens der Z i e l personen

h ä u f i g vor , i n v i e l e n F ä l l e n sogar mehrfach, daß Termine verschoben werden

muß t e n .

Die vorher ige Kontaktaufnahme m i t dem j e w e i l i g e n S e k r e t a r i a t war jedoch

n i c h t nur wegen mögl icher Terminverschiebungen notwendig, sondern entsprach

auch den Wünschen der Zielpersonen. E i n e r s e i t s wo11 t e n d iese i n der Regel

v o r dem Termin den Namen des In te rv iewers wissen, zum andern i s t es wegen

der Sicherhei tsvorkehrungen i n den meisten Organisat ionen üb l i ch , der j e -

w e i l i g e n Empfangszentrale Termin und Namen erwar te te r Besucher m i t z u t e i l e n .

D ie Termine v e r t e i l t e n s i c h r e l a t i v gleichmäßig über d i e Wochentage Montag

b i s Donnerstag, an denen j e w e i l s etwas über 20 % der In te rv iews s t a t t f a n -

den. Demgegenüber lagen nur 12.7 % der In te rv iewtermine f r e i t a g s , und nur

v e r e i n z e l t fanden In te rv iews an Wochenenden s t a t t .

Vorzugsweise wurden In te rv iewtermine f ü r den späten Vormit tag oder den f r ü -

hen Nachmittag vere inbar t . Dabei ergaben s i c h ger ing füg ige sektorspezi f i -

ZUMA

sche Unterschiede, d i e auf Besonderheiten der Arbei t s s i t u a t i o n zurückge-

f ü h r t werden können. So fanden z. B. d i e In te rv iews i m Sektor Medien etwa

zur H ä l f t e nachmittags s t a t t , d i e m i t R ich te rn dagegen zu 80 % vormi t tags.

Nahezu a l 1 e I n t e r v i e w e r ber ich te ten , daß d i e I n t e r v i e w s i t u a t i o n entspannt

war und d i e Befragten s i c h durchweg sehr koopera t i v v e r h i e l t e n . Zwar äußer-

ten Befragte zum T e i l Vorbehalte gegenüber fes ten Antwortvorgaben b e i e i n i -

gen Fragen. Insgesamt wurde das Fragenprogramm jedoch auch von diesen Per-

sonen durchweg vo l l ständ ig a b s o l v i e r t . Der Datensatz der geschlossenen Fra-

gen z e i g t , daß 97 % b i s 99 % a l l e r Befragten d iese Fragen beantwortet ha-

ben. Diese hohe Antwor tbere i t scha f t g i l t s e l b s t f ü r d i e Fragen nach der

Wahl a b s i c h t , der gewünschten Regierungskoal i t i o n und der Par te im i t g l i ed -

scha f t . Zu Verweigerungen be i Beginn der Befragung bzw. zu Abbrüchen im

Laufe des In te rv iews kam es i n n i c h t mehr a l s zehn Fä l len , wobei d i e Be-

f r a g t e n überwiegend Unbehagen an den festen Antwortvorgaben b e i geschlos-

senen Fragen äußerten. Diesen wenigen negat i wen S t e l l ungnahmen s t e h t d i e

Mehrzahl der Befragten gegenüber, d i e großes In te resse an der Studie bekun-

deten und s i c h an der Zusendung des ihnen angebotenen Tabellenbandes m i t

den Ergebnissen der S tud ie sehr i n t e r e s s i e r t ze igten.

Tabe1 l e 6 e n t h ä l t d i e Auswertung des von den In te rv iewern ausgefü l l ten Fra-

gebogens zur I n t e r v i e w s i t u a t i o n .

Die Reaktionen der I n t e r v i e w e r auf d i e In te rv iews waren durchweg sehr pos i -

t i v . Nahezu a l l e I n t e r v i e w e r nahmen b i s Ende des Fe1 dzeitraums gerne neue

Termine an. Da b e i unserer Z i e l p o p u l a t i o n e i n e Beeinf lussung der Befragten

durch den I n t e r v i e w e r weitgehend unwahrschein l ich i s t , wurde d i e Zahl der

In te rv iews j e In te rv iewer n i c h t beschränkt, wie d ies sonst b e i Repräsen-

tat ivbefragungen ü b l i c h i s t . Die In te rv iewer wurden sogar e rmut ig t , mög-

l i c h s t v i e l e In te rv iews durchzuführen, wobei w i r davon ausgingen, daß s i e

durch zunehmende Erfahrung m i t den Zielpersonen auch e i n e größere Souver-

än i t ä t im Umgang m i t diesen entwickel n würden. Davon versprachen w i r uns

wiederum e ine p o s i t i v e Rückwirkung au f d i e I n t e r v i e w s i t u a t i o n .

ZUMA

Tab. 6: I n t e r v i e w s i t u a t i o n

1. B e u r t e i l ung der I n t e r v i e w s i t u a t i o n

ruh ig , weitgehend ohne Störung

e i n i g e Störungen, d i e aber ohne E i n f l u ß auf d i e I n t e r v i e w s i t u a t i o n b l i e b e n

häu f ige bzw. längere Störungen, d i e s i c h nach- t e i l i g au f d i e I n t e r v i e w s i t u a t i o n auswirkten

ke ine Angabe

Insgesamt

2. Anzahl der Unterbrechungen

ke ine

e in - b i s dreimal

mehr a l s dreimal

ke ine Angabe

Insgesamt

Dauer der Unterbrechungen i n Minuten

ke ine Unterbrechungen,

Unterbrechungen von 1- 5 Minuten

Unterbrechungen von 6-10 Minuten

Unterbrechungen von 11-20 Minuten

Unterbrechungen von mehr a l s 20 Minuten

ke ine Angabe

Insgesamt

8. Interv iewdauer

Bei E l i t e i n t e r v i e w s muß m i t e i n e r b e t r ä c h t l i c h e n Varianz der Interv iewdauer

gerechnet werden, da e i n T e i l der Befragten d i e In te rv iews quasi " r o u t i n e -

mäßig" sehr schnel l a b s o l v i e r t , e i n n i c h t unbet räch t l i c h e r T e i l der Z i e l - Personen s i c h jedoch sehr v i e l Z e i t f ü r d i e In te rv iews nimmt.

Der den Befragten im Anschreiben angekündigte Zeitaufwand f ü r das I n t e r v i e w

von e ine inha lb Stunden wurde im Durchschn i t t g e r i n g f ü g i g u n t e r s c h r i t t e n - a l l e r d i n g s nur , wenn Unterbrechungen von der Gesamtzeit des In te rv iews ab-

gezogen werden. Die Bandbrei te der d u r c h s c h n i t t l i c h e n I n t e r v i e w z e i t r e i c h t

von 83 Minuten im Sektor Massenmedien b i s zu 98 Minuten im Sektor J u s t i z .

D ie sek to rspez i f i schen Unterschiede lassen s i c h t e i l weise durch d i e a l l ge-

meine V e r t r a u t h e i t der Befragten m i t In te rv iews sowie den im I n t e r v i e w an-

gesprochenen Themen erk lä ren . Pol i t i k e r und Journal i sten e r z i e l ten daher

d i e ger ingsten Zeiten. Die Befragten i n den Sektoren J u s t i z , Wi r tscha f t ,

Verbände und Wissenschaft, d i e weniger ö f f e n t l i c h a k t i v sind, benöt ig ten

dagegen mehr Z e i t .

Z u s ä t z l i c h zu der Erfassung der t a t s ä c h l i c h benöt ig ten I n t e r v i e w z e i t durch

den I n t e r v i e w e r waren d i e Befragten am Ende des In te rv iews gebeten worden,

d i e Dauer des In te rv iews zu schätzen. Diese Schätzungen lagen im Durch-

s c h n i t t 14 Minuten u n t e r der ~ r u t t o i n t e r v i e w z e i t l ) und 10 Minuten u n t e r de;

Net to in te rv iewze i t. Da Vergleichsmögl i c h k e i t e n fehlen, l ä ß t s ich n i c h t

b e u r t e i l e n , ob d i e Schätzungen der E1 i temi t g l i e d e r genauer oder weniger ge-

nau s i n d a l s d i e anderer Bevöl kerungsgruppen. D ie Schätzungen der Befragten

waren i n den Fä l len , i n denen das I n t e r v i e w e in - oder mehrmals unterbrochen

worden war, deu t l i c h k o r r e k t e r a l s b e i unges tö r t ver1 aufenen In te rv iews.

Sie l i e g e n i n diesem F a l l nur d u r c h s c h n i t t l i c h neun Minuten u n t e r der t a t -

sächl ichen I n t e r v i e w z e i t im Verg le ich zu e l f Minuten b e i den übr igen Be-

f rag ten . O f f e n s i c h t l i c h f ü h r t e n d i e Unterbrechungen a l so zu e i n e r Sensib i -

l i s i e r u n g der Befragten i n bezug au f d i e Dauer des In te rv iews.

9. Schl ußbemerkung

Im Verg le ich zu e i n e r a l 1 gemeinen Bevöl kerungsumfrage s i n d b e i e i n e r E1 i-

teumfrage e ine Reihe zusä tz l i c h e r Arbei t s s c h r i t t e zu bewäl t igen. Außerdem

b r i n g t i h r e Durchführung erhöhte o rgan isa to r i sche Anforderungen an den

Fe lde insa tz m i t s i ch . Zunächst muß d i e Gruppe der Zie lpersonen m i t H i l f e

e ines r e l a t i v aufwendigen Verfahrens bestimmt werden. Die Kontaktaufnahme

e r f o r d e r t e i n besonderes F ingersp i tzengefüh l und muß i n jedem Fa1 1 durch

e i n vorberei tendes Anschreiben e r f o l gen. D ie Fe1 dsteuerung kann wegen häu-

f i g e r Terminverschiebungen nur z e n t r a l g e l e i t e t werden und macht e i n beson-

deres Maß an F l e x i b i l i t ä t beim In te rv iewere insa tz n ö t i g . Eine solche S tud ie

1 ) ~ e s a m t - ~ n t e r v i e w z e i t ohne Abzug der Unterbrechungen.

ZUMA

s t e l l t schl i e ß l i c h w e i t überdurchschni ttl i c h e Anforderungen an d i e Qual i f i -

k a t i o n und Schulung der In te rv iewer .

I s t der Kontakt zu den In te rv iewpar tnern jedoch einmal h e r g e s t e l l t und e i n

Termin v e r e i n b a r t worden, so i s t d i e I n t e r v i e w s i t u a t i o n s e l b s t im a l lgemei-

nen prob1 eml OS, O f f e n h e i t und Antwortberei t s c h a f t s i n d groß. Datenschutzbe-

denken - e i n m i t t l e r w e i l e z e n t r a l es Prob1 em i n Bevöl kerungsumfragen - spie-

l e n o f fenbar a l l e n f a l l s e ine marginale R o l l e; h i e r d ü r f t e n a l l e rd ings d i e

der Untersuchung z u g e b i l l i g t e wissenschaf t l i c h e S e r i o s i t ä t wie auch d i e

Glaubwürdigkei t der veran twor t l ichen wissenschaf t l ichen L e i t e r e ine beson-

dere Bedeutung gewinnen.

Das P r o j e k t "Führungsschicht i n der Bundesrepublik Deutschland 1981" w i r d

u n t e r Le i tung von Rudol f W i l denmann (Europäisches Hochschul i n s t i t u t F lo renz

und U n i v e r s i t ä t Mannheim) und Max Kaase ( U n i v e r s i t ä t Mannheim) von Ursula

Hoffmann-Lange, A lb rech t K u t t e r o f f und Gunter Wolf durchgeführt , d i e auch

den vorstehenden B e r i c h t ver faßten. ZUMA-Projekt le i ter i s t Peter Ph. Mob- l e r .

L i t e r a t u r

BARTON, A. H. Sampling and F i e l d Work f o r the American Leadership Study. Unverö f fen t l i c h t e s Manuskript, 1972.

DEACON, D., HIGLEY,. J. & SMART, D. The A u s t r a l i a n Leadership Study. I n : P o l i t i c s , 11, 1976, 96-99.

HOFFMANN-LANGE, U., JUNG, M., KUTTEROFF, A., SCHOLZ, E. & WOLF, G. Be- schreibung der Posit ionenauswahl f ü r d i e Studie "Führungsschicht i n der Bundesrepubl i k Deutschland 1981". Unverö f fen t l i c h t e r Arbei tsbe- r i c h t , 1981.

HOFFMANN-LANGE, U., NEUMANN, H. & STEINKEMPER, B. Konsens und K o n f l i k t zwischen Führungsgruppen i n der Bundesrepubl i k Deutsch1 and. F r a n k f u r t : Lang, 1980.

KANE, H. W. A Review o f F i e l d Operations f o r the Study o f U.S. E l i t e s . Un- v e r ö f f e n t l i c h t e s Manuskript, 1972.

WILDENMANN, R. & KAASE, M. Rekrut ierung, po l i t i s c h e Or ient ierungen und Ko- operationsbeziehugnen westdeutscher Führungsgruppen. Forschungsanträ- ge, 1979, 1981.

WILDENMANN, R. & KAASE, M. B e r i c h t über den Zeitraum vom 1.4.1980 - 30.11.1981. U n v e r ö f f e n t l i c h t e r A r b e i t s b e r i c h t , 1981.

ZUMA

MITTEILUNGEN AUS DER COMPUTERABTEILUNG

Wie i n f rüheren Ausgaben der ZUMANACHRICHTEM wo l len w i r darüber in fo rmie-

ren, ob und zu welchen Bedingungen bestimmte Programmpakete von ZUMA oder i

unmi t t e l bar vom H e r s t e l l e r bezogen werden können.

1. MDS

Die Siemens BS2000 Vers ion von MDS(X), SV3 s t e h t j e t z t a l l e n Interessenten

zur Verfügung. Die neue Vers ion des Pakets s t e l l t e i n e e rheb l i che Erwei te-

rung zu f rüheren Versionen dar.

Die Anschaffungskosten des Pakets betragen e i n h e i t l i c h DM 500,00, d i e Doku-

mentat ion zu den Programmen DM 40,OO. Beide können b e i fo lgender Adresse

beste1 1 t werden :

Zent ra l a r c h i v f ü r empi r i sche Sozia l forschung U n i v e r s i t ä t zu Köln z. H. Herrn Gerhard Held Bachemer S t r . 40 5000 Köln 41

Technische Fragen zur BS2000 Vers ion des Pakets können b e i ZUM an Carol

Cassidy g e r i c h t e t werden.

2. CLUSTAN

S e i t F rüh jahr dieses Jahres s t e h t e ine neue Vers ion von CLUSTAN (2.1) zur

Verfügung, d i e e i n i g e neue Clusterprozeduren e n t h ä l t . Die Anschaffungsko-

sten s i n d d ieselben wie f ü r d i e f rühere Vers ion (s iehe ZUMANACHRICHTEN 7 ) .

Die Dokumentation kann f ü r 7.50 B r i t i s c h e Pfund b e i

Program L i b r a r y U n i t Un ivers i t y o f Edinburgh 18 Buccleuch Place Edinburgh EH8 9LN Scot l and

ZUMA

bes te l 1 t werden. Anwender, d i e b e r e i t s e i n Manual f ü r CLUSTAN l C , Re1 ease 2

(Januar 1978) haben, können b e i der oben genannten Adresse e i n e Ergänzung

zu i h r e r Dokumentation (Supplement) f ü r 1.50 B r i t i s c h e Pfund bes te l 1 en, d i e

d i e Beschreibung der neuen Prozeduren e n t h ä l t .

Technische Fragen zur BS2000 Vers ion des Pakets können b e i ZUMA an Corne l ia

Sch ick le g e r i c h t e t werden.

3. LISREL V

LISREL V i s t vo r kurzem b e i ZUMA e i n g e t r o f f e n . W i r beabsicht igen, das Pro-

gramm b i s Ende Mai au f der Siemens u n t e r BS2000 zu implementieren.

D ie Anschaffungskosten ( i n US $) betragen zur Z e i t

I n s t i t u t Kauf Miete 1 Jahr 2 Jahre 3 Jahre

akademisch 1180 395 800 1200 gemeinnützig 1455 485 995 1500 kommerziel 1 1750 580 1190 1790

D ie Dokumentation k o s t e t $ 17.25 p r o Kopie. Dazu kommen 5 % Bearbeitungsge- bühren (mindestens jedoch $ 1.25).

Das Programm und d i e Dokumentation müssen b e i

Ms. L inda Budd Business Manager I n t e r n a t i o n a l Educational Services 1525 East 53rd S t r e e t , S u i t e 829 Chicago, I l l i n o i s 60615 U.S.A.

bes t e l 1 t werden.

Da e ine begrenzte Menge LISREL V Dokumentationen b e i ZUMA v o r r ä t i g i s t ,

können k l e i n e r e Beste l lungen d i r e k t über ZUMA e r f o l g e n ( p r o Kopie ungefähr

DM 43,OO). B e s t e l l f o r m u l a r e f ü r das Programm s i n d e b e n f a l l s b e i ZUMA (über

d i e Computerabtei l ung) e rhä l tl i c h .

NONMET (GSK) IGLIM: BERICHT ÜBER DIE ZUMA-ARBEITSTAGUNG VOM 16.-20.11.81

Prob1 emstel 1 ung

Soz ia lw issenschaf t l i che Daten s i n d i n i h r e r großen Mehrhei t n i c h t - m e t r i -

scher A r t , d. h. s i e s t e l l e n ke ine Meßpunkte au f exak t d e f i n i e r t e n Skalen

dar, sondern drücken i. a. l e d i g l i c h q u a l i t a t i v e Unterschiede aus.

D ie formale Anwendung k lass ischer Analysetechni ken ( m u l t i p l e Regression,

Varianzanal yse, Faktorenanalyse e t c . ) auf so1 che Daten i s t äußerst prob1 e-

mat isch, d i e Gefahr von re inen Methoden-Artefakten h i e r besonders groß.

G lück l i cherwe ise i s t neben d i e unbefr iedigende A l t e r n a t i v e , auf komplexe

Techniken ganz zu verz ich ten und s i c h m i t zweidimensionalen Kreuztabel 1 i e -

rungen zu bescheiden, s e i t e i n i g e n Jahren e i n e w e i t e r e ge t re ten : D ie S t a t i -

s t i k e r haben Verfahren entwickel t, d i e den k l ass i schen Techniken i n E1 abo-

r i e r t h e i t n i c h t nachstehen, g le ichwohl aber m i t r e a l i s t i s c h e n Annahmen h i n -

s i c h t l i c h des Meßniveaus auskommen.

I n der Soz io log ie s i n d besonders d i e Arbe i ten von GOODWN bekanntgeworden,

der d i e s t a t i s t i s c h e n Über1 egungen zu 1 og-1 i nearen Model 1 en und damit ver-

bundenen Maximum-Likelihood-Schätzungen mehrdimensionaler Häuf igke i tsvek to -

ren (Kreuz tabe l l en) auch s e l b s t au f s o z i a l w issenschaf t l i c h e Daten und Pro-

b l emstel 1 ungen angewandt und n i c h t zu1 e t z t e i n entsprechendes Computer-Pro-

g r a m (ECTA) schon i n den f rühen 70er Jahren a l lgemein zugängl ich gemacht

ha t . Zum "Goodman-Ansatz" haben e i n e Reihe von S t a t i s t i k e r n w e r t v o l l e Bei-

t räge gel i e f e r t ( insbesondere BISHOP, FIENBERG, HOLLAND sowie HABERMAN) ;

bequeme EDV-Programme (P3F bzw. P4F) s i n d i n das m i t dem al lgemein bekann-

ten SPSS konkurr ierende BMDP-Paket aufgenommen worden.

P a r a l l e l i s t von GRIZZLE, STARMER und insbesondere KOCH der nach den I n -

i t i a l en der Autoren benannte GSK-Ansatz entwickel t worden. Sein augenfäl-

1 i g s t e r Vorzug gegenüber dem Goodman-Ansatz bes teh t i n der Mögl i c h k e i t,

auch d i r e k t m i t ( t e i l gruppenspezi f ischen) A n t e i l swerten zu rechnen, a l so

e ine 1 ogar i thmi sche Transformat ion ganz zu vermeiden. E i n benutzer f reundl i-

ches Programm (NONMET von KRITZER) s t e h t zur Verfügung.

ZUMA

Die Vor- und N a c h t e i l e be ider Ansätze s i n d i n der deutschen Rezeption r e c h t

kontrovers d i s k u t i e r t worden (U. a. verschiedene Bei t räge von LANGEHEINE

e i n e r s e i t s und KÜCHLER andererse i ts i n der Z e i t s c h r i f t f ü r Soz io log ie ) .

Rückbl ickend l ä ß t s i c h f e s t s t e l l en, daß dabei vorschne l l D i f fe renz ie rungs-

k r i t e r i e n p rok lamier t worden s ind, d i e nach dem jüngsten Forschungsstand

n i c h t w i r k l i c h g r e i f e n . So lassen s i c h auch m i t dem GSK-Ansatz "Pfadanaly-

sen" n icht-metr ischen Typs rechnen bzw. lassen s i c h m i t dem Goodman-Ansatz

auch n ich t -h ie ra rch ische Designs und k o n d i t i o n a l e E f f e k t e berechnen. Wäh-

rend a l s o schon d i e j e w e i l s i s o l i e r t e w e i t e r e Beschäf t igung m i t beiden An-

sätzen d i e Gemeinsamkeiten h a t s t ä r k e r h e r v o r t r e t e n lassen, i s t i n der so-

z ia lw issenschaf t l i chen Diskussion lange Z e i t e i n f o r m a l s t a t i s t i s c h e r Ansatz

wenig beachtet worden, der zumindest i n wei ten Tei 1 en einen gemeinsamen

Rahmen f ü r den Goodman- w ie GSK-Ansatz a b g i b t und so e i n e formale Erk lä rung

f ü r d i e Konvergenz i n der Forschungspraxis b i e t e t . Dieser Ansatz i s t von

NELDER und WEDDERBURN i n Großbr i tannien e n t w i c k e l t und i n das GLIM ( = @ne-

r a l Qnear Model )-Programm umgesetzt worden.

Konzept d ieser ZUMA-Arbeitstagung war es, diesen Ansatz i n den Sozia lwis-

senschaften bekanntzumachen. Dabei war der Schwier igke i t Rechnung zu t r a -

gen, daß d ie große A l lgemeinhe i t i n formal s t a t i s t i s c h e r H i n s i c h t e i n e r

schnel len E inarbe i tung n i c h t gerade f ö r d e r l i c h i s t . Innerha lb der einwöchi-

gen Arbei ts tagung waren deshalb 5 Doppelstunden e i n e r systematischen Ein-

führung i n den GLIM-Ansatz gewidmet. Diese Vorlesungen wurden von Gerhard

Armi nger ( Wuppertal ) gehal ten.

Dagegen s o l l t e der GSK-Ansatz im Rahmen d ieser Arbei tsgruppe nur kurz exem-

p l a r i sch v o r g e s t e l l t werden, da e r Gegenstand des Frühjahrsseminars '81 des

Köl ner Zentra l a r c h i v s war. Vers tä rk t so1 1 t e h i e r v ie lmehr auf komplexere

Anwendungen eingegangen und f ü r i n t e r e s s i e r t e T e i l nehmer Gelegenheit gebo-

ten werden, eigene Analysen im sogenannten NONMET-Forum zur Diskussion zu

s t e l l en. Neben b e r e i t s ausgearbei teten Analysen, d i e Heiner Meulemann (Zen-

t r a l a r c h i v Köln) und Erhard Schwedler ( U n i v e r s i t ä t F r a n k f u r t ) v o r s t e l l t e n ,

wurden e ine Reihe von Detai lproblemen e r ö r t e r t , d i e s i c h b e i der p r a k t i -

schen A r b e i t verschiedener Teilnehmer ergeben ha t ten .

Schl i e ß l i c h - d ies der d r i t t e Aspekt i n der Konzeption d i e s e r Arbei ts tagung

- so1 1 t e den T e i l nehmern Gelegenheit geboten werden, während des Workshops

s e l b s t p r a k t i s c h m i t NONMET und GLIM zu rechnen. Carol Cassidy (ZUMA-Compu-

t e r a b t e i l u n g ) f ü h r t e d i e Teilnehmer i n d i e Benutzung der Mannheimer SIEMENS-

Anlage e i n und stand f ü r technische Beratungen während der gesamten Tagung

zur Verfügung.

Te i 1 nehmer

An der Arbei ts tagung haben neben den Dozenten 33 Wissenschaf t ler aus dem

gesamten Bundesgebiet und aus Öste r re ich t e i l genommen. Neben Sozi01 ogen und

Pol i t o l ogen waren Geographen, Wi r tscha f tsw issenschaf t le r und Erziehungswis-

senschaf t le r sowie Mathematiker verschiedener Rechenzentren v e r t r e t e n .

W i l l man e i n kurzes i n h a l t l i c h e s F a z i t aus dem Ver lau f der Arbei ts tagung

ziehen, so l ä ß t s i c h f e s t s t e l l e n , daß NONMET und GLIM e i g e n t l i c h n i c h t i n

d i r e k t e r Konkurrenz stehen, sondern der E insa tz des e inen oder anderen Pro-

gramms pr imär von der s t a t i s t i s c h e n und EDV-mäßigen Vorbi ldung des poten-

t i e l l e n Benutzers abhängig gemacht werden so1 1 t e .

Beide Programme b i e t e n d i e Mogl i c h k e i t, mehrdimensionale Kreuz tabe l l en

wahlweise 1 i n e a r ( m i t A n t e i l swerten) oder 1 og-1 i n e a r zu ana lys ie ren . Im 1 og-

1 inearen Fa1 1 i s t das Schätzverfahren von GLIM un te r formal s t a t i s t i s c h e n

K r i t e r i e n a l s über1 egen anzusehen. Auswirkungen auf d i e substanzwi ssen-

s c h a f t l i c h e n I n t e r p r e t a t i o n e n s i n d jedoch n i c h t zu erwarten.

Beide Programme b i e t e n durch geeignete D e f i n i t i o n der sogenannten Design-

Mat r i zen d i e Mög l i chke i t , gemischte Analysen durchzuführen, a l s o den m e t r i -

schen Charakter e inze lner Merkmale mitauszunutzen.

GLIM b i e t e t g l e i c h z e i t i g a l l e Mög l i chke i ten k l a s s i s c h e r mul t i v a r i a t e r Ana- - lyse, d i e s i c h un te r das L ineare Model 1 subsummieren 1 assen (Regression,

Varianzanalyse e t c . ) . Der Benutzer kann es durch eigene Unterprogramme sehr

f l e x i b e l nach seinen Bedürfnissen ausgesta l ten; da fü r 1 äß t der Standard-

Output aber e i n i g e Wünsche o f fen . Benutzer m i t guten s t a t i s t i s c h e n Kennt-

ZUMA

nissen und etwas Programierer fahrung werden d i e m i t GLIM gebotenen Mog-

l i c h k e i t e n am besten ausschöpfen können.

NONMET b i e t e t ke ine metr ischen Techniken; es i s t a l s Spezial programm konzi-

p i e r t , wobei dem Benutzerkomfort großes Gewicht b e i g e l e g t worden i s t . I n

v i e l e n F ä l l e n können d i e Design-Matrizen durch e in fache Angaben i m p l i z i e r t

werden. Seine Handhabung s t e l l t weniger hohe Ansprüche an s t a t i s t i s c h e bzw.

mathematische Kenntnisse. Eigene Programierergänzungen s i n d n i c h t vorgese-

hen und i n Anbetracht e ines sehr unübers ich t l i chen Quellencodes auch nahezu

unmögl i c h .

Zu d ieser Arbei ts tagung i s t e i n B e r i c h t e r s t e l l t worden, der i n begrenzter

Auf lage In te ressen ten auf Anforderung zur Verfügung s teh t . Dieser B e r i c h t

e n t h ä l t im e i nzel nen f o l gende Papiere:

1) Eine Ausarbeitung der Vor1 esungen von Gerhard Arminger; im wesentl ichen

e ine formal s t a t i s t i s c h e Dar1 egung des GLIM-Ansatzes auch im Verg le ich

zum Goodman- bzw. GSK-Ansatz.

2 ) D r e i ergänzende Papiere zum GLIM-Ansatz von Horst Busse (Bundesgesund-

he i tsamt Ber l i n ) , d i e insbesondere d i e große F1 e x i b i l i t ä t durch d i e Ein-

b i ndung benutzerei gener Unterprogramme (MACROs) dokumentieren. Für pro-

grammtechnisch weniger V e r s i e r t e d ü r f t e insbesondere d i e kurzgefaßte

deutschsprachige Beschreibung der GLIM-Di r e k t i v e n (Parameterkarten) i n -

te ressan t sein.

3 ) E i n f ü r diesen Zweck um programrntechnische Exkurse e r w e i t e r t e s Papier

von Küchl er/Wides, das zum einen einen exemplarischen E i n s t i e g i n den

GSK-Ansatz b i e t e t und darüber hinaus d i e M ö g l i c h k e i t e i n e r n i c h t - m e t r i -

schen "Pfadanalyse" innerha lb dieses Ansatzes demonstr ier t .

Der Workshop wurde von Manfred Küchler be t reu t , der auch den vor l iegenden

B e r i c h t v e r f a ß t ha t .

WISSENSCHAFTLICHE ANWENDUNG VON STATISTIK-SOFTWARE: BERICHT ÜBER DIE KONFE-

RENZ AM 14./15.1.82 BEI ZUMA

Beginnen müssen w i r diesen B e r i c h t m i t e i n e r Entschuldigung: Das In te resse

an d i e s e r Konferenz h a t unsere Erwartungen so sehr überst iegen, daß w i r aus

Raumgründen e i n e V ie lzah l von Absagen e r t e i l e n mußten. B e t r o f f e n waren i n s -

besondere d ie jenigen, d i e e r s t über d i e aus führ l i che Ankündigung i n den

ZUMANACHRICHTEN 9 von der Konferenz e r fahren ha t ten und s i c h dann e r s t i n

der zweiten Dezemberwoche oder noch später an uns wandten. Es s o l l und w i r d

n i c h t wieder vorkommen: D ie nächste Konferenz d ieser A r t w i r d i n d i e v o r l e -

sungs f re ie Z e i t im Früh jahr 1983 ge leg t .

Über 170 o f f i z i e l l e Teilnehmer und e i n e ganze Reihe s t i l l e r Beobachter aus

dem gesamten Bundesgebiet wie dem benachbarten Ausland nahmen an d ieser e r -

s ten Software-Konferenz t e i l . Die beiden großen Programmsysteme SPSS und

SAS ha t ten führende V e r t r e t e r i h r e r Organi sat ionen entsandt, so daß r e i c h e

Gelegenheit geboten war, a u t o r i s i e r t e Auskünfte über d i e w e i t e r e Entwick-

1 ungsplanung ( f ü r SAS i n f o r m e l l ) zu e rha l ten.

Das Programm konnte i n der geplanten Weise auch r e a l i s i e r t werden. Zur Be-

wertung von Konzept, Ver1 au f und Ergebnissen so1 l en T e i l nehmer und I n t e r e s -

senten s e l b s t das Wort e rha l ten . M i t den Konferenzunter l agen wurde näml i c h

an d i e rund 170 Teilnehmer e i n "Feedback-Bogen" ausgegeben m i t der B i t t e ,

diesen ausgefü l l t nach Tagungsende an d i e Organisatoren zurückzugeben. Auf

d iese Weise s o l l t e Gelegenheit geboten werden,

- d i e e inzelnen Veranstaltungen d i e s e r e rs ten Konferenz h i n s i c h t l i c h thema-

t i s c h e r Relevanz und konkre te r Durchführung zu bewerten sowie

- d e t a i l l i e r t e Vorschläge f ü r d i e Schwerpunktsetzung e i n e r Fol gekonferenz

zu machen.

I n m o d i f i z i e r t e r Form wurde d ieser Fragebogen deshalb Ende Januar auch an

Ca. 100 w e i t e r e Interessenten versch ick t , d i e i n i h r e r Mehrzahl wegen der

oben beschriebenen Schwier igke i ten n i c h t an der Konferenz h a t t e n tei lnehmen

können.

Der Rücklauf be t rug b e i den Teilnehmern N = 106 (ca. 60 % I , b e i den I n t e r -

essenten N = 47 (ca. 50 % ) . Fas t e inst immig (zu 98.7 % ) bekundeten d i e Be-

ZUMA

fragten ihr Interesse an einer Folgekonferenz, wobei ein Termin im Frühjahr '83 deutlich gegenüber dem Herbst '82 präferiert wurde (61.4 % zu 37.3 X).

Offensichtlich sind die Rücksender des Fragebogens ernsthaft an dem Unter- nehmen "Software-Konferenz" interessiert, so daß trotz der nicht ganz be- friedigenden Höhe des Rückl aufs wertvoll e Informationen für die P1 anung der zweiten Konferenz gewonnen werden konnten.

Tabelle 1 vermittelt einen Überblick über die Bewertung der ersten Konfe- renz aus der Sicht der Adressaten. Da auch die Nicht-Teilnehmer gebeten waren, die Wichtigkeit des Themas der Einzel veranstal tungen zu bewerten, ba- sieren Wichtigkeits- und Ver1 aufseinschätzungen auf unterschied1 ichen Ge- samtheiten. Jedch unterscheiden sich Teilnehmer und Nicht-Teilnehmer nicht nennenswert in ihrer Relevanzbeurteil ung. Eine deutl ich schlechtere Note beim Ver1 aufsaspekt kann damit al s gül t iger Hinweis darauf angesehen werden, daß die Erwartungen der Teilnehmer nicht voll erfüll t wurden.

Derartige Hinweise ergeben sich insbesondere für zwei Veranstal tungen, die sowohl von der Vorbereitungsgruppe wie auch von den Interessenten a l s besonders wichtig , betrachtet wurden: den Vergleich von Programmpaketen wie den Vortrag des Repräsentanten von SPSS, Inc. über die künftige ~ntwicklung dieses z. Z. mit Abstand am weitesten verbreiteten Produkts.

Dieser kritische Aspekt kann gleichwohl den durchgängig positiven Gesamt- eindruck nicht mindern; auch diese "Problemveranstaltungen" wurden im Schnitt a l s "befriedigend" bewertet. Spitzenreiter i n der Bewertung durch die Zuhörer waren die Veranstaltungen zu SIR sowie der SPSS-Prozedur SURVI- VAL. Dieses le tz te Ergebnis verdient insofern besondere Beachtung, a l s hier die Adressaten von der Wichtigkeit der SURVIVAL-Prozedur vergleichsweise weniger überzeugt waren. Offensichtlich schlägt sich in der sehr positiven Bewertung des Verlaufs auch die Zustimmung zu der Konzeption nieder, exem- plarisch inhaltliche Forschungsanwendungen in den Mittelpunkt der Präsen- tation zu stellen und die rein technischen Dinge (etwa Erstellen der Para- meterkarten, s tat is t ische Grund1 egung etc. ) eher sekundär zu behandeln.

Al s Fazit läßt sich fests tel l en, daß offenbar keine Einzel veranstal tung an den Bedürfnissen und Erwartungen der Teil nehmer vorbei geplant war, auch

b C O 4 . . . . cum -im

Tc? bcn r.m o m WCO r.m cno . . . . . . . . . . . . 44 44 N d N N 4 N N N d m

-- -- hh hh hh -h hh hh

NO m a bd e m o~ 4 0 m 4 mcu m m b m m m N N d d N N 44 m m

VV V- VV VV V- V- -V

o m N O b w m mCO den r.0 Oai mcn Or. N m b m N dd m e 00 4 4 4

No3 4

Tab. 1: Bewertung der einzelnen Veranstaltungen (Forts.)

2. Tag --

SURVI VAL

I K ~ N V E R S I O N S - FRAGEN

BOX JENKINS

MANOVA

1. Lo ale Modifikation

EDV-Ausbi ldung

I 1

SERVICE- Prograninie

Annierkungen

1) Die niit senkrechten Linien verbundenen Veranstaltungen fanden ze i t l i ch baral le l s t a t t .

2) Die 'Wichtigkeitsfrage' wurde al len Befragten vorgelegt (N=153), d i e 'Verlaufsfrage' nur den Teilnehmern (N=106)

3) SOWI = schwerpunktniäßig mit inhal t l icher sozialwiss. Forschung befaßt

wenn s i c h h i n s i c h t l i c h der konkreten Durchführung mancherorts F ingerze ige

au f notwendige Verbesserungen ergeben. Generel l unterscheiden s i c h d i e p r i -

mär inha l tl i c h - s o z i a l w i s s e n s c h a f t l i c h arbei tenden In te ressen ten i n ihrem

U r t e i l n i c h t wesen t l i ch von den schwerpunktmäßig im EDV-Bereich Tä t igen - auch d i e s e ine Bes tä t igung der genere l len Konzeption d i e s e r Konferenz, e i n

Forum gemeinsamen Gesprächs b e i d e r Gruppen zu b i e t e n .

Diesen Gemeinsamkeiten s t e h t n i c h t entgegen, daß p a r t i e l l d i e Schwerpunkte

des In te resses unterschied1 i c h v e r o r t e t s ind. Tabe1 l e 2 g i b t e inen Über-

b l i c k über d i e Schwerpunkte, d i e f ü r d i e Fol gekonferenz gewünscht werden.

D e u t l i c h w i r d h i e r insbesondere e i n In te resse an Software, d i e ergänzend

bzw. a l t e r n a t i v zum j e t z i g e n SPSS-Angebot i s t , a l s o insbesondere an den

Programsystemen SIR und BMDP wie an n i c h t im e inze l nen s p e z i f i z i e r t e r

Software zu Auswertungstechni ken wie C l us te rana l yse und n i c h t m e t r i schen

mul t i v a r i a t e n Verfahren. Es 1 i e g t nahe, d iese In te ressen zu verb inden und

z. B. BMDP a u f der zwei ten Konferenz p r imär u n t e r diesem Gesichtspunkt (Un-

terprogranmie lM, 2M, 3M z u r C lus te rana lyse w ie 4F zu l o g - l i n e a r e n Modellen

von Kreuztabel l e n ) zu behandel n. Daneben b i e t e n s i c h a l s Spezia l p r o g r a m e

p r imär CLUSTAN, NONMET und G L I M an.

I n der Frage der Wünschbarkeit e i n e r s p e z i e l l e n Benu tzero rgan isa t ion h a t

d i e Befragung das Meinungsbi ld au f der Schlußveransta l tung der e r s t e n Kon-

fe renz b e s t ä t i g t . Etwa d i e Häl f t e der Befragten h ä l t e i n e solche Organisa-

t i o n f ü r w i c h t i g und würde s i c h s e l b s t a k t i v daran b e t e i l i g e n . Im e i n z e l -

nen :

"Welche Bedeutung messen S ie der Gründung e i n e r deutschen Benu tzero rgan isa t ion b e i ? "

w i c h t i g , würde s e l b s t mitmachen

w i c h t i g , würde p e r s ö n l i c h aber eher n i c h t b e i t r e t e n

unentschieden

ü b e r f l ü s s i g

ZUMA

Tab. 2: Schwerpunkte für Fol gekonferenz --

SOWIS a n d e r e T o t a l T e i l n e h n i e r ( N = 6 5 ) ( N = 8 6 ) ( N = 1 5 3 ) ( N = 1 0 6 ) a ) P a k e t e

S I R 3 2 49 ,2%

BMDP

P-STAT

SAS

SCSS

O S I R I S

MANOVA

BOX JENKINS

REPORT

SURVIVAL

C ) W e i t e r e A n a l y s e - T e c h n i k e n

CLUSTERANALYSE

NICHT-METR. VERF. 35 53,8%

M U L T I D I M SKAL

LONGITUDINAL 2 7 41 ,5X

d ) PRCGRAMMTECHNISCHES

KONVERSIONSFRAGEN

LOK. ERGÄNZUNGEN 18 2 7 , 7 2

Dieses Ergebnis haben w i r zum Anlaß genommen, be i der b e r e i t s auf der

Schl ußveranstal tung angekündigten Erweiterung der Vorberei tungsgruppe - oder des Programausschusses - auch Kol legen zu gewinnen, d i e s i c h d ieses

Prob1 ems i n besonderer Weise annehmen wo1 1 en. Wel che o rgan isa to r i sche Lö-

sung h i e r auch immer gefunden werden mag, i n einem Aspekt i s t der Wunsch

der Interessenten e indeut ig : Es s o l l ke ine SPSS-Benutzerorganisation wer-

den; f a s t 80 % (abso lu t : 112) sprechen s i c h gegen e ine Festlegung auf e i n

bestimmtes Produkt aus.

Schl i e ß l i c h noch e i n i g e Hinweise auf d i e Zusammensetzung des Kl i e n t e l s der-

a r t i g e r Software-Konferenzen, wie es s i c h durch d i e Rücksendung der Frage-

bogen k o n s t i t u i e r t ha t .

Jewe i l s g u t 40 % s i e d e l n den Schwerpunkt i h r e r gegenwärtigen T ä t i g k e i t im

Bereich EDV-Beratung und -Unterstützung sowie i n h a l t l i c h - s o z i a l w i s s e n -

s c h a f t l i c h e r Forschung an. Daneben werden Bereiche wie Dokumentation, s ta -

t i s t i s c h e Beratung u. ä. genannt. I n s t i t u t i o n e l l i s t der akademische Be-

r e i c h , der a l l e r d i n g s sehr b r e i t gefaßt wurde, m i t Abstand am s tä rks ten

v e r t r e t e n (78 %) , g e f o l g t von der ö f f e n t l i c h e n Verwaltung (13 % ) und dem

p r i v a t w i r t s c h a f t l ichen Sektor ( 9 % ) . I n diesem Punkt werden w i r nun f ü r d i e

zwei te Konferenz unsere Bemühungen verstärken, e i n ausgewogeneres Verhä l t -

n i s zu e r z i e l e n . S c h l i e ß l i c h baten w i r um d i e Angabe, i n welchem Bereich

d i e pr imäre Ausbildung a b s o l v i e r t wurde. Die folgende Übers ich t z e i g t das

Ergebnis:

Primäre Ausbildung

Sozio logie, P o l i t o l o g i e

Psychologie

Pädagogik

Wir tschaf tswissenschaf ten

Mathematik, Naturwissenschaften

EDV-Bereich

Sonstiges

ZUMA

Es z e i g t s i ch , daß d i e angestrebte I n t e r d i s z i p l i n a r i t ä t i n der Zusamenset-

zung des Tei lnehmerkreises t a t s ä c h l i c h r e a l i s i e r t werden konnte, ohne daß - w ie d i e oben dokumentierten Ergebnisse zeigen - d i e "Übersetzungsprobleme"

zu Schwier igkei ten g e f ü h r t haben, d i e den Konfe renzer fo lg hä t ten beein-

t r ä c h t i g e n können.

I n Anbetracht der außerordent l i c h p o s i t i v e n Resonanz - q u a n t i t a t i v wie qua-

l i t a t i v - h a t t e s i c h ZUMA b e r e i t s auf der Schlußveranstal tung b e r e i t e r -

k l ä r t , e ine Fol gekonferenz auszur ichten. Die i n h a l tl iche Vorberei tung w i r d

wie auch b e i der e rs ten Konferenz von einem Progrannnausschuß getragen, dem

auch ex te rne Experten angehören. Neben Helmut Wi lke ( F r e i e U n i v e r s i t ä t Ber-

1 i n ) waren d i e s b e i der e rs ten Konferenz Peter Beutel (Heide1 berg) , Gerhard

Held (Zen t ra l a r c h i v Kö ln ) und Norber t Schönfelder (Rechenzentrum Mannheim). - Für d i e zwei te Konferenz wurden von ZUMA z u s ä t z l i c h noch gewonnen Frau Hör- mann (medis München), Herr Goergen (WDR Köln) , Herr % (MPI B i ldungs fo r -

schung B e r l i n ) und Herr Küppers (Amt f ü r Stadtentwick lung Ludwigshafen).

Die Grobs t ruk tu r f ü r d i e zwei te Konferenz im Früh jahr '83 s o l l b i s M i t t e

Jun i e r a r b e i t e t und dann zusammen m i t einem " C a l l f o r Papers" a l l e n I n t e r -

essenten bekanntgemacht werden.

Um Verzögerungen i n der In fo rmat ionsverbre i tung zu vermeiden, b i t t e n w i r

Sie, f a l l s Sie In te resse an d i e s e r Veransta l tung und b i s l a n g m i t uns i n Sa-

chen Software-Konferenz noch n i c h t i n Kontakt gestanden haben, um e i n e kur -

ze Nachr ich t . W i r werden Sie dann i n e inen s p e z i e l l e n V e r t e i l e r aufnehmen,

an den w i r a l l e d i e Software-Konferenz betref fenden M i t t e i l ungen d i r e k t

versenden.

D ie Konferenz w i r d b e i ZUMA b e t r e u t von Carol Cassidy und Manfred Küchler,

der auch den vorstehenden B e r i c h t v e r f a ß t ha t .

LISREL V : ANKÜNDIGUNG EINES WORKSHOPS FÜR FORTGESCHRITTENE VOM 4. -7.10.1982

Gegenstand des Workshops b i l d e n d i e Neuentwicklungen i n der gerade f e r t i g -

g e s t e l l t e n Vers ion LISREL V.

Die vermut l i ch w i c h t i g s t e Erwei terung i s t d i e neue Prozedur zur Schätzung

von S ta r twer ten (Anfangsschätzungen) m i t H i l f e der Methode der Instrumen-

t a l v a r i a b l en und der normalen Methode der k l e i n s t e n Quadrate. Mi t d ieser

Prozedur zur automatischen Erzeugung von Anfangsschätzungen kann b e t r ä c h t -

l i c h Rechenzeit e ingespar t werden, da das Programm n i c h t m i t den vom Benut-

zer nach P l a u s i b i l i t ä t e ingesetzten S ta r twer ten d i e I t e r a t i o n e n beginnt .

Neben der p rak t i schen Anwendung d ieser Prozedur auf i n h a l t l i c h e Modelle

w i r d d i e s t a t i s t i s c h e Fundierung d ieser Prozedur behandel t (vg l . h ie rzu

HÄGGLUMD, 1980, 1981; SÖRBOM & JÖRESKOG, 1982).

Eine zwei te und sehr w i c h t i g e Nennung i n LISREL V b i l d e t d i e Mög l i chke i t ,

p o l y c h o r i sche e insch l i e ß l i c h t e t r a c h o r i scher Kor re la t ionen f ü r dichotom ge-

messene Var iablen und p o l y s e r i e l l e Kor re la t ionen f ü r o r d i n a l gemessene Va-

r i a b l e n zu verarbe i ten . Dadurch kann e ine wesent l iche Beschränkung der An-

wendung von LISREL, näml i c h d i e Voraussetzung i n t e r v a l 1 skal i e r t e r Daten,

f a l l enge1 assen werden. Aufbauend auf den Arbei ten von MUTHEN ( 1979, 1981 )

w i r d h i e r d i e Methode der ungewichteten k l e i n s t e n Quadrate zur Schätzung

der Parameter verwendet, da d i e Voraussetzungen der Maximum-Li k e l i hood-

Schätzung n i c h t e r f ü l l t s ind.

E i n d r i t t e r Punkt s t e l l t d i e B e r e i t s t e l l u n g neuer Maße im Output dar . H i e r

se i vo r a l lem d i e Behand lu~g von neuen Ind izes f ü r d i e Beur te i lung der Mo-

del l güte und der Model l m o d i f i k a t i o n genannt, wobei zum einen normal i s i e r t e

Residuen ausgedruckt und g e p l o t t e t , zum anderen Mod i f i ka t ions- Ind izes f ü r

jeden fes tge leg ten Parameter zur Verfügung g e s t e l l t werden. D e t a i l 1 i e r t e r e

Ausführungen zu den h i e r besprochenen Be isp ie len f inden s i c h im Manual LIS-

REL V.

Der geplante Workshop w i r d wie f o l g t o r g a n i s i e r t : Vorgesehen s i n d Vorlesun-

gen m i t Gruppenarbei t am Vormittag. Nachmittags so1 1 en i n Arbei tsgruppen

anhand v o r b e r e i t e t e r Datensätze eigene Modelle g e t e s t e t und besprochen wer-

den.

ZUMA

Referenten werden K. G. Jöreskog und D. Sörbom ( U n i v e r s i t ä t Uppsala) sowie

P. Schmidt ( U n i v e r s i t ä t Gießen) sein. Die EDV-Betreuung e r f o l g t durch C.

Sch ick le (ZUMA).

A l s Zie lgruppen kommen nur Benutzer von LISREL i n Frage, d i e über i n t e n s i v e

eigene Erfahrungen beim Testen von LISREL-Model 1 en verfügen. Der Kurs i s t

a l s o nur f ü r F o r t g e s c h r i t t e n e geplant .

Interessenten wenden s i c h b i t t e b i s zum 15.7.82 an J. Al lmendinger (ZUMA).

Sie werden um Angabe I h r e r Vorkenntnisse gebeten, damit d i e Teilnehmerzu-

samnensetzung mögl i c h s t homogen wird. Außerdem so1 1 t e n d i e Interessenten

angeben, ob s i e e i n LISREL V Manual über ZUMA beziehen wol len. Le ider muß

d i e Teilnehmerzahl aus o rgan isa to r i schen Gründen auf 20 Personen beschränkt

werden.

L i t e r a t u r

HÄGGLUND, G. Fac to r a n a l y s i s by instrumental v a r i a b l e methods: A comparison o f th ree es t imat ion procedures. Research Report 80-2. U n i v e r s i t y o f Uppsala, Department o f S t a t i s t i c s .

HÄGGLUND, G. Fac to r a n a l y s i s by instrumental v a r i a b l e methods: Least squares j u s t i f i c a t i o n and standard e r r o r s . Research Report 81-1. Un ivers i - t y o f Uppsala, Department o f S t a t i s t i c s .

JÖRESKOG, K. G. & SÖRBOM, D. Ana lys is o f 1 i n e a r s t r u c t u r a l r e l a t i o n s h i p s by maximum 1 i k e l i hood and 1 eas t Squares methods. LISREL V . Un ivers i t y o f Uppsal a, Department o f S t a t i s t i c s , 1981.

MUTHEN, B. A s t r u c t u r a l p r o b i t model w i t h l a t e n t var iab les . Journal o f t h e American S t a t i s t i c a l Associat ion, 74, 1979, 807-811.

MUTHEN, B. Some c a t e g o r i c a l response model s wi t h c o n t i nuous 1 a t e n t v a r i a - b les . I n : JÖRESKOG, K. G. & Wold, H. (Hrsg.). Systems under i n d i r e c t observat ion: Causa1 i t y and P r e d i c t i o n . Amsterdam: North Hol 1 and, 1982.

sÖRBOM, D. & JÖRESKOG, K. G. Recent developments i n LISREL: Automatic s t a r - t i n g va l ues. Un ivers i t y o f Uppsala, Department o f S t a t i s t i c s , 1982.

DATENMANAGEMENT BEI QUALITATIVEN ERHEBUNGSVERFAHREN : ANKÜNDIGUNG E INER ZUM-

ARBEITSTAGUNG IM JANUAR 1983

Prob1 emstel 1 ung

Der E insa tz von technischen Aufzeichnungshil fen (Tonbandgeräten und Video-

recordern) h a t im Bereich der qua1 i t a t i wen Sozial forschung dazu ge führ t ,

daß e ine F ü l l e von Pr imär informat ionen gesammelt werden. A l l e r d i n g s s ind

solche Aufzeichnungen i n der Regel f ü r ana ly t i sche Zwecke a l l e i n n i c h t aus-

reichend.

Aus gutem Grund w i r d deshalb auch i n den meisten Pro jek ten der Versuch un-

ternommen, d i e aufgezeichneten aud iov isue l len Informat ionen mög l i chs t v o l l -

s tänd ig i n s c h r i f t l i c h e Form zu überführen. Im Prozeß der N i e d e r s c h r i f t ,

der f a s t zwangsläuf ig m i t e i n e r In fo rmat ionsreduk t ion verbunden i s t , t r e t e n

jedoch e ine ganze Reihe von Problemen au f . Zwei fü ' r das Datenmanagement be-

sonders d r ing1 i c h e s ind:

a ) d i e N i e d e r s c h r i f t e n (T ranskr ip t ionen) müssen 1 e i c h t k o r r i g i e r b a r bzw.

ergänzbar sein;

b) be i großen Mengen von Texten müssen Ordnungssysteme (permut ie r te Z e t t e l - kästen) f ü r d i e Informationsrückgewinnung e ingese tz t werden.

Wenig bekannt i s t , daß T e i l e des Instrumentariums, d i e i n der computerun-

t e r s t ü t z t e n Inha l tsanal yse, im In fo rmat ions-Ret r ieva l oder i n der maschi - nel l e n Dokumentation e ingese tz t werden, h i e r schon m i t geringem Aufwand er -

heb1 i c h e Er1 e ichterungen b e i der Analyse e rb r ingen können.

Voraussetzung da fü r i s t , daß d i e T r a n s k r i p t i o n zu einem maschinenlesbaren

Text f ü h r t . Dies kann entweder über Direkt-Eingabe an einem Computer-Termi-

nal e r f o l g e n oder durch d i e Verwendung s p e z i f i s c h e r Schreibköpfe (OCR) auf

z. B. normalen Kugelkopfschreibmaschinen.

Während der zusätz l i che Aufwand, maschinenlesbare Texte zu produzieren,

verhäl tn ismäßig ger ing i s t , i s t der zusä tz l i che Nutzen ung le ich höher zu

bewerten. Dies g i l t schon f ü r d i e Kor rek tu r des t r a n s k r i b i e r t e n Textes etwa

m i t H i l f e e ines sogenannten E d i t o r s , dessen Benutzung s i c h sehr l e i c h t e r -

le rnen l ä ß t , wie s t ä r k e r noch d i e e i g e n t l i c h e Analysephase. So h e l f e n Ver-

ZUMA

fahren wie das Key-Word-In-Context oder automatische Ind izes des Wortbe-

standes o. ä. be i der Permutation der Datenbestände.

E i n w e i t e r e r wesent l i cher Gesichtspunkt i s t der, daß der Forscher n i c h t

schon wie be i Handsystemen (Kar te ien) von vornherein s e i n Ordnungssystem

fes t legen muß, sondern im Analysegang f a s t b e l i e b i g neue Ordnungen e r s t e l -

l e n kann - e i n Gesichtspunkt, der besonders f ü r Forscher w i c h t i g i s t , d i e

der von G,laser und Strauss en tw icke l ten Konzeption der "cons tan t comparati-

ve method ' o f qual i t a t i ve anal y s i s" f o l gen wo1 1 en .

Programmkonzepti on

. Im Rahmen d i e s e r Arbei ts tagung so1 1 en d i e verschiedenen Mög l i chke i ten e ines

auf d i e oben näher beschriebenen Z i e l e ausger ichteten EDV-Einsatzes vorge-

s t e l l t werden. Angesichts des empirischen Befundes, daß gerade qual i t a t i v e n

Erhebungsverfahren zuneigende Forscher o f t j e d e r EDV-Anwendung r e c h t fremd

gegenüberstehen, so1 1 en schwerpunktmäßig r e l a t i v e infache und wenig aufwen-

d ige Vorgehensweisen d i s k u t i e r t werden.

Zen t ra les An1 iegen d i e s e r Arbei ts tagung i s t es, konkrete Anregungen f ü r d i e

Forschungspraxis zu geben. S ie wendet s i c h damit p r imär an M i t a r b e i t e r e in -

sch läg iger Forschungsprojekte, d i e s i c h noch i n e i n e r f rühen Phase der

Durchführung bef inden. Darüber hinaus s i n d a l l e d i e eingeladen, d i e b e r e i t s

ähn l i che Versuche unternommen haben und über i h r e p rak t i schen Erfahrungen

b e r i c h t e n wol len.

Neben d i e r e i n e Informat ionsvermi ttl ung so1 1 en a l so p rak t i sche Übungen und

e i n mög l i chs t umfassender Erfahrungsaustausch t r e t e n . I n Anbetracht der

p rak t i schen Übungen w i r d d i e Zahl der Teilnehmer r e l a t i v eng begrenzt wer-

den.

Tei lnahmeaufruf

W i r b i t t e n a l l e In te ressen ten an d ieser Arbei tstagung, mögl i c h s t b a l d m i t

Peter Mohler oder Manfred Küch le r Kontakt aufzunehmen - s e i es, um i h r

Lernbedürfn is zu a r t i k u l i e r e n oder um i h r e B e r e i t s c h a f t zu a k t i v e r M i t w i r -

kung zu bekunden.

Genauer Termin und Programm d i e s e r Arbei ts tagung werden gegen Ende des Jah-

r e s bekanntgegeben (aus z e i t l i c h e n Gründen vermut l i ch aber n i c h t i n d i e

Herbstausgabe der ZUMNACHRICHTEN aufgenommen werden können). Lassen Sie es

uns wissen, wenn Sie über d i e we i te ren Planungen u n t e r r i c h t e t werden möch-

ten !

SOCIAL ATTITUDES AND PSYCHOPHYSICAL MEASUREMENT

Im Oktober 1978 fand b e i ZUM das I n t e r n a t i o n a l e Symposium Soz ia le Psycho-

physik s t a t t . Mach langer Vorbere i tungsze i t s i n d j e t z t d i e überarbe i te ten

und durch zwei Neubeiträge ergänzten Referate d i e s e r Tagung a l s Buch e r -

schienen:

Wegener, B. (Hrsg. 1. Soc ia l A t t i t u d e s and Psychophysical Measure-

ment. H i l l s d a l e , M.J.: Erlbaum, 1982 ( x i , 499 S.; $ 29.95).

Die Be i t räge beschäf t igen s i c h m i t Fragen der Anwendbarkeit psychophysi-

scher Meßmethoden be i E i n s t e l l ungsmessungen. Zug1 e i c h g i b t das Buch e ine

Einführung i n d i e moderne Psychophysik, i h r e konkurr ierenden Theorien, i h r e

S t ra teg ien der empirischen Überprüfung und i h r e a k t u e l l en Kontroversen. D ie

Anwendungsbei s p i e l e soz ia l e r Psychophysik behandel n u n t e r anderem d i e Un-

tersuchung pol i t i s c h e r Überzeugungen, äs the t i scher U r t e i l e, Wachstums- und'

Wahrscheinl i c h k e i tsschätzungen, d i e Messung von Sozia l p r e s t i g e und Berufs-

präferenzen sowie d i e Erfassung von Wert- und Überzeugungssystemen. Die i n -

t e r d i s z i p l i n ä r e Zusammensetzung der i n t e r n a t i o n a l bekannten Autoren macht

das Buch n i c h t nur f ü r Psychologen und Psychophysiker, sondern ebenso f ü r

Sozi01 ogen, Sozial psychol ogen oder Pol i t i k w i ssenschaf t l e r in te ressan t , d i e

neue Wege der Einstel lungsmessung beschre i ten wol len.

I n h a l t :

PREFACE

INTRODUCTION:

O u t l i n e o f a s t r u c t u r a l taxonomy o f sensory and s o c i a l psychophysics

Bernd idegener.

ZUMA

PART I APPROACHES T0 SUBJECTIVE MAGNITUDE:

Psychophysical measurement: Procedures, tasks, scal es Lawrence E Marks

/ On judgments o f magnitude David V Cross / Category r a t i n g s : S t i l l

more contextual e f f e c t s ! A l l e n Parducci / Level s o f sensory and judg-

mental processing: S t r a t e g i e s f o r t h e e v a l u a t i o n o f a model Stanley J

Rule and Dwight W C u r t i s / Cogn i t i ve a lgebra and s o c i a l psychophysics

Norman H Anderson.

PART I 1 PSYCHOPHYSICAL MEASUREMENT IN SOCIAL APPLICATION:

On t h e p a r a l l e l between d i r e c t r a t i o s c a l i n g o f s o c i a l o p i n i o n and o f

sensory magni tude W i l l iam E Dawson / The soc ia l -psychophysical scal i n g

o f p o l i t i c a l op in ion M i l t o n Lodge and Bernard Tursky / Bel i e f s and

va l ues as a t t i tude components Lennart Sjöberg / Mul t id imens iona l sca l -

i n g o f a t t i tudes : I n t r a - and i n t e r i n d i v i d u a l v a r i a t i o n s i n preferences

and c o g n i t i o n s Hubert Feger / The v i s u a l percep t ion o f t e x t u r e : A psy-

chol og ica l i n v e s t i g a t i o n o f an a r c h i t e c t u r a l prob1 em Hannes E is1 e r and

Gösta Edberg / Mispercept ion o f exponent ia l growth and the psychologi -

ca l magnitude o f numbers Wi l lem A Wagenaar / On S. S. Stevens's psy-

chophysics and the measurement o f s u b j e c t i v e p r o b a b i l i t y and u t i l i t y

Di r k Wendt.

PART I 1 1 DIFFERENCES AND RATIOS IN SENSORY AND SOCIAL PSYCHOPHYSICS:

The nonmetric ana lys i s o f d i f fe rence judgments i n soc ia l psycho-

physics: Scale val i d i t y and dimensional i t y Bruce Schneider / I n t r a -

and i n t e r i n d i v i d u a l v a r i a t i o n s i n the form o f psychophysical scal es

Henry Montgomery / A t h e o r e t i c a l and empi r i ca l study o f scale proper-

t i e s o f magni tude-est imat ion and ca tegory - ra t ing scales Bernhard Or th

/ F i t t i n g category t o magnitude scales f o r a dozen survey-assessed a t -

ti tudes Bernd Wegener / Controvers ies i n psychol og ica l measurement

Michael H Birnbaum.

AUTHOR INDEX

SUBJECT INDEX

ZUMA

GASTPROFESSOR BEI ZUMA: HOWARD E . FREEMAN

Im Juni wird Howard E . Freeman, Professor für Soziologie an der UCLA und Begründer des dortigen Ins t i tu t e of Social Science Research (ISSR), a l s

Gastprofessor bei ZUM weil en.

Freeman, der vor seiner Berufung nach Los Angeles i m Jahre 1972 an der Brandeis University lehr te sowie für die Ford und die Russe11 Sage Founda- t ion gearbeitet hat, i s t e iner der führenden Vertreter der Eval uierungsforschung (insbesondere im Bereich der Gesundhei tsforschung) und der angewandten Sozial forschung al 1 gemein. Seine systematische Behandl ung der Eval uierungsforschung (zusammen mit Peter H . Rossi) i s t 1982 in zweiter re-

v idier ter Auf1 age erschienen.

Freeman wird während seines Aufenthalts bei ZUM in der Woche vom 21.6.- 25.6. auch mehrere Vorträge halten, zu denen a l l e Interessenten herzlich eingeladen sind. Er wird dabei zum einen über den Stand der angewandten So- zial forschung sprechen wie spezifische methodische Prob1 eme (Befragung von ethnischen Minoritäten bzw. telefonische Befragungen m i t Computerunterstüt- zung - CATI ) behandel n . Im Rahmen des professionspol i t i schen Themas wird Freeman insbesondere über die Aktivitäten des ständigen Ausschusses "Ange- wandte Soziol ogie" der ameri kani schen Soziol ogenvereinigung ( ASA) , dessen Vorsitz e r innehat, berichten. Hieraus könnten sich wertvolle Anregungen für ähnl iche Aktivitäten i n der Bundesrepubl i k ergeben, die das Ziel haben, die Chancen von Sozialwissenschaftlern auf dem Arbeitsmarkt zu verbessern.

Im Hinblick auf die methodischen Themen sei insbesondere auf den von ihm m i tverfaßten Aufsatz in Sociol ogical Methods & Research (November-Ausgabe 1981) verwiesen. Die genauen Termine der einzelnen Veranstaltungen mit Pro- fessor Freeman können wir Ihnen voraussichtl ich ab Ende Mai auf Anfrage gerne mit te i len.

Die Veranstaltungen mit Professor Freeman werden bei ZUMA von Manfred Küch- 1 e r betreut.

ZUMA

ADRESSENPFLEGE

I c h b i n umgezogen. Senden S ie m i r d i e ZUMANACHRICHTEN ab s o f o r t b i t t e an:

Name ........................................................... Vorname ........................................................... T i t e l ........................................................... I n s t i t u t ...........................................................

I c h habe noch einen In te ressen ten f ü r Sie.

Senden Sie d i e ZUMANACHRICHTEN b i t t e an:

Name ........................................................... Vorname ........................................................... T i t e l ........................................................... I n s t i t u t ...........................................................

...........................................................

Noch e ine B i t t e : F a l l s Sie d i e ZUMANACHRICHTEN n i c h t mehr zugesandt bekom-

men wol len, t e i l e n Sie uns das b i t t e m i t , damit w i r Sie aus der Datei

s t r e i c h e n können.

ZUMA Nachrichten Nr. 10 - gesis.org · In diesem Sinne wird jedes untersuchte Adjektiv als...

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